劉宇佳，李春艷

(東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，吉林 長春 130117)

一、文獻(xiàn)綜述及問題的提出

改革開放以來，伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高速增長，我國居民的收入差距不斷擴(kuò)大，并對創(chuàng)新產(chǎn)生了復(fù)雜而深刻的影響。收入差距可以通過有效需求影響創(chuàng)新，理論文獻(xiàn)將其歸納為需求規(guī)模機(jī)制和消費結(jié)構(gòu)機(jī)制。其中，需求規(guī)模機(jī)制包含價格效應(yīng)與規(guī)模效應(yīng)。收入差距的出現(xiàn)會直接將社會群體進(jìn)行貧富劃分，收入不平等的程度越大，高收入群體的財富就越集中，這類群體會成為創(chuàng)新產(chǎn)品的主要消費群體，進(jìn)而激勵廠商進(jìn)行創(chuàng)新活動，即價格效應(yīng)。但是如果收入差距過大，將會導(dǎo)致創(chuàng)新產(chǎn)品市場所面臨的受眾群體狹小，從而縮減了創(chuàng)新產(chǎn)品的市場規(guī)模，此時收入差距與創(chuàng)新之間呈現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)。價格效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)都是以需求規(guī)模為中介來影響創(chuàng)新活動的，但是影響方向截然相反：如果創(chuàng)新產(chǎn)品的購買者主要來自于高收入者，則價格效應(yīng)占主導(dǎo)；如果創(chuàng)新產(chǎn)品的需求規(guī)模較大，則規(guī)模效應(yīng)占主導(dǎo)(1)Tselios V.Is Inequality Good for Innovation.International Regional Science Review,2011(1).。收入差距還可以通過消費結(jié)構(gòu)作用于創(chuàng)新。消費結(jié)構(gòu)升級代表著消費者新的消費傾向，企業(yè)需要不斷進(jìn)行創(chuàng)新來適應(yīng)消費者新的需求變動。當(dāng)消費結(jié)構(gòu)升級后，居民隨之增加的需求將會成為推動企業(yè)創(chuàng)新的動力(2)劉冰：《技術(shù)創(chuàng)新的消費推動論》，《科學(xué)管理研究》，2007年第1期。。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和全社會收入水平的提升，高收入群體開始轉(zhuǎn)向非標(biāo)準(zhǔn)化的個性產(chǎn)品消費，中等收入群體成了標(biāo)準(zhǔn)化創(chuàng)新產(chǎn)品的主要消費群體。此時較大的收入差距會造成中等收入群體的占比下降，該群體的消費能力將會受到抑制，從而減緩社會整體消費結(jié)構(gòu)的升級速度，導(dǎo)致創(chuàng)新產(chǎn)品的有效需求不足，最終對創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響(3)Greenwood J, Mukoyama T. The effect of Income Distribution on the Timing of New Product Introductions. Working Paper, 2001.。因此，適當(dāng)提升中等收入群體在收入分配中的地位(4)段先盛：《收入分配對總消費影響的結(jié)構(gòu)分析：兼對中國城鎮(zhèn)家庭的實證檢驗》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》，2009年第2期。，可以使其成為創(chuàng)新產(chǎn)品具備規(guī)模的有效需求主體，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新。

近年來，學(xué)者們通過加入有效需求因素發(fā)現(xiàn)，收入差距與創(chuàng)新之間存在倒“U”型的非線性關(guān)系。李平等通過在模型中加入收入差距與需求規(guī)模以及消費結(jié)構(gòu)的交互變量，研究發(fā)現(xiàn)收入差距與創(chuàng)新之間呈現(xiàn)倒“U”型的變化關(guān)系，并以收入差距作為門限變量構(gòu)造模型驗證了二者之間存在顯著的門限特征(5)李平，李淑云，許家云：《收入差距、有效需求與自主創(chuàng)新》，《財經(jīng)研究》，2012年第2期。。程文和張建華構(gòu)建了一個連續(xù)收入分布模型并通過數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)，收入差距對企業(yè)自主創(chuàng)新的影響受收入水平變化的干預(yù)。當(dāng)收入水平較低時，擴(kuò)大收入差距會促進(jìn)企業(yè)的自主創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展；當(dāng)收入水平較高時，繼續(xù)擴(kuò)大收入差距將會阻礙企業(yè)的自主創(chuàng)新及經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

總的看來，目前關(guān)于收入差距影響創(chuàng)新的文獻(xiàn)多是集中在總體研究層面，根據(jù)收入水平差異針對細(xì)分區(qū)域?qū)用娴目疾燧^少，同時鮮有文獻(xiàn)就兩者非線性關(guān)系的具體變化趨勢進(jìn)行深入探究。鑒于此，本文以2000-2018年我國24個省份的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行實證檢驗，考察在不同收入水平條件下收入差距影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力傳導(dǎo)機(jī)制的變化規(guī)律。同時，構(gòu)建門限回歸模型探究收入差距在不同收入水平區(qū)間內(nèi)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響差異。

二、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸模型

考慮到收入差距與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力之間可能存在非線性關(guān)系，本文在參考Aghion和Howitt(6)Aghion P,Howitt P.A model of growth through creative destruction.Econometrica,1992(2).等學(xué)者建模思路的基礎(chǔ)上，將收入差距的平方項加入回歸方程，所構(gòu)建的基準(zhǔn)回歸模型為：

αi+δt+μit

(1)

模型(1)中，i代表地區(qū)，t表示時間。Y是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力，teil和teil2為收入差距及其平方項。k、l、income和kjzc均為控制變量，分別代表高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)資本投入、研發(fā)人員投入、居民收入水平和科技政策。αi和δt分別表示個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，μ為隨機(jī)誤差項。由于在動態(tài)面板回歸模型中被解釋變量滯后項與隨機(jī)誤差項之間存在相關(guān)性，因此會導(dǎo)致回歸結(jié)果有一定的偏差。又因解釋變量與被解釋變量之間可能存在反向因果關(guān)系，所以本文最終采用系統(tǒng)GMM方法對模型進(jìn)行估計。系統(tǒng)GMM方法能夠較好地解決內(nèi)生性問題，并且對隨機(jī)誤差項的異方差與序列相關(guān)問題不作要求，進(jìn)而相比于一般回歸模型能夠得到相對準(zhǔn)確的估計結(jié)果。

2.門限回歸模型

為了考察在不同收入水平區(qū)間內(nèi)收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響差異，本文將收入水平作為門限變量，利用Hansen(7)Hansen B E . Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing, and inference. Journal of Econometrics, 1999.提出的門限回歸模型，建立收入差距影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的門限面板回歸模型：

1nYit=C+θ1Inkit+θ21nlit+θ41nkjzcit+ι11nteilitQ(1nincomeit≤x)+

ι21nteilQ(1nincomeit>x)+μit

(2)

模型(2)中,x為待估計的門限值，Q(·)為示性函數(shù)。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文借鑒彭向(8)彭向：《我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力地區(qū)差異分析》，《科技進(jìn)步與對策》，2009年第20期。、徐玲和武鳳釵(9)徐玲，武鳳釵：《我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力評價》，《科技進(jìn)步與對策》，2011年第2期。的方法，將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力細(xì)分為創(chuàng)新投入、轉(zhuǎn)化、產(chǎn)出以及環(huán)境支撐能力四個維度，所建立的評價指標(biāo)體系如表1所示。

表1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系

2.解釋變量

考慮到居民收入水平以及人口結(jié)構(gòu)變動等因素，本文選取泰爾系數(shù)作為衡量收入差距的指標(biāo)，具體計算公式為：

(3)

式(3)中，f=1代表城鎮(zhèn)，f=2代表農(nóng)村，Dif是i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民收入占i地區(qū)居民總收入的比重，Eif是i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村人口占i地區(qū)總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

3.控制變量

控制變量是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)資本投入、研發(fā)人員投入以及科技政策。本文采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出和R&D人員折合全時當(dāng)量分別表示研發(fā)資本和人員投入。同時，考慮到政府機(jī)構(gòu)通過制定相關(guān)政策為創(chuàng)新活動創(chuàng)造良好的環(huán)境(10)李春艷：《技術(shù)創(chuàng)新、適應(yīng)性效率與政府作用邊界》，《內(nèi)蒙古社會科學(xué)》，2020年第1期。，本文主要選取了創(chuàng)新能力方面的科技政策進(jìn)行研究。借鑒彭紀(jì)生等(11)彭紀(jì)生，仲為國，孫文祥：《政策測量、政策協(xié)同演變與經(jīng)濟(jì)績效:基于創(chuàng)新政策的實證研究》，《管理世界》，2008年第9期。的政策量化標(biāo)準(zhǔn)表對政策文本進(jìn)行量化打分，并參考徐喆和李春艷(12)徐喆，李春艷：《我國科技政策組合特征及其對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響研究》，《科學(xué)學(xué)研究》，2017年第1期。的方法對科技政策得分進(jìn)行相應(yīng)的累積計算調(diào)整。居民收入水平既是模型(1)中的控制變量，也是模型(2)中的門限變量，利用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來表征。

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來源于2001-2019年的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》與《中國統(tǒng)計年鑒》，個別缺失數(shù)據(jù)運用平均增長率法計算得到。2000-2011年的科技政策文本來自《科技法律法規(guī)與政策選編》，2012-2018年的科技政策文本通過有關(guān)18個關(guān)鍵詞(13)18個關(guān)鍵詞分別是：技術(shù)、科技、科研、科學(xué)技術(shù)、創(chuàng)新、企業(yè)、計劃、專利、知識產(chǎn)權(quán)、基礎(chǔ)研究、自然科學(xué)基金、人才、人員、實驗室、科普、事業(yè)單位、生產(chǎn)力促進(jìn)中心、科學(xué)儀器。為驗證篩選政策的全面性，本文利用上述18個關(guān)鍵詞對1985-2011年的科技政策進(jìn)行了篩選，發(fā)現(xiàn)有84%的科技政策能被篩選出來，說明關(guān)鍵詞的選擇是恰當(dāng)?shù)?，政策也較全面。從中國法律法規(guī)庫內(nèi)進(jìn)行篩選得到。為消除價格因素的影響，本文運用相對應(yīng)的價格指數(shù)對利潤總額和主營業(yè)務(wù)收入等指標(biāo)進(jìn)行平減處理，采用永續(xù)盤存法將R&D經(jīng)費內(nèi)部支出等流量指標(biāo)轉(zhuǎn)化成存量指標(biāo)，并統(tǒng)一折算到2000年價格。借鑒胡海波(14)胡海波：《產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系構(gòu)建及實證檢驗》，《財經(jīng)問題研究》，2010年第9期。的熵值法計算得到各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力值。

三、實證結(jié)果分析

(一)總體回歸結(jié)果分析

表2中方程(1)-(3)是分別運用混合最小二乘法(OLS)、固定效應(yīng)方法(FE)和系統(tǒng)廣義矩方法(SGMM)對模型(1)進(jìn)行估計的結(jié)果。在動態(tài)面板回歸模型中，混合最小二乘法和固定效應(yīng)方法的估計結(jié)果都是有偏的，但二者決定了因變量滯后項真實估計值的區(qū)間。因此，本文同時列出三種估計方法的回歸結(jié)果，以檢驗因變量滯后項真實估計值的有效性(15)王珍愚，曹瑜，林善浪：《環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響特征與異質(zhì)性：基于中國上市公司綠色專利數(shù)據(jù)》，《科學(xué)學(xué)研究》，2021年第5期。。

通過分析方程(3)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，因變量滯后項的系數(shù)介于方程(1)和方程(2)的系數(shù)之間，進(jìn)一步驗證了采用系統(tǒng)GMM估計方法的有效性。收入差距的回歸系數(shù)為正并通過檢驗，收入差距平方項的回歸系數(shù)為負(fù)且顯著，說明收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響呈倒“U”型，即適當(dāng)擴(kuò)大收入差距，會提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力，隨著收入差距的持續(xù)擴(kuò)大，其對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用將會被抑制。

表2 總體回歸結(jié)果

為了尋找收入差距影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的傳導(dǎo)機(jī)制，本文借鑒王俊和劉東(16)王俊，劉東：《中國居民收入差距與需求推動下的技術(shù)創(chuàng)新》，《中國人口科學(xué)》，2009年第5期。的研究方法，在方程(3)的基礎(chǔ)上分別加入需求規(guī)模和消費結(jié)構(gòu)變量。其中，需求規(guī)模通過城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入加和得到。消費結(jié)構(gòu)分為城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)和農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)，分別利用各地區(qū)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)來表征。

方程(4)中在加入需求規(guī)模后，收入差距平方項的系數(shù)及顯著性與方程(3)相比均有所下降。需求規(guī)模的估計結(jié)果顯著為正，即需求規(guī)模越大越有利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新。該結(jié)果說明了收入差距可以通過需求規(guī)模影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。適當(dāng)擴(kuò)大收入差距能夠促使高收入者的財富集中，此時高收入者會成為創(chuàng)新市場的主要消費者，進(jìn)而通過增加需求規(guī)模來促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新。而收入差距的持續(xù)擴(kuò)大會造成低收入者需求不足，高收入者資金流向國外，最終導(dǎo)致國內(nèi)社會中購買創(chuàng)新產(chǎn)品的整體人群數(shù)量減少，創(chuàng)新產(chǎn)品的市場需求規(guī)模也隨之縮小，對提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生抑制作用。

方程(5)和(6)分別加入的是城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)和農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)。通過觀察回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，收入差距平方項的回歸系數(shù)和顯著性與方程(3)相比均有所提升。消費結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果都顯著為負(fù)，說明了較低的消費結(jié)構(gòu)不利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的提升，也就是說居民在消費中用于食品支出的比例越高，對于創(chuàng)新產(chǎn)品的需求就越小，從而導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新缺乏動力。適當(dāng)擴(kuò)大收入差距有利于培養(yǎng)一部分高消費群體的產(chǎn)生，這部分高消費群體通過增加對創(chuàng)新產(chǎn)品的消費支出促使原有消費結(jié)構(gòu)升級，進(jìn)而推動企業(yè)不斷進(jìn)行創(chuàng)新去適應(yīng)新的消費結(jié)構(gòu)變動。但是，如果收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，將會導(dǎo)致社會整體的消費層次拉大，高消費群體更加富裕的資金會流向房地產(chǎn)或國外，中等消費群體對創(chuàng)新產(chǎn)品的消費能力減弱，低消費群體對生活必需品的支出比例增加，社會整體的消費結(jié)構(gòu)升級受到阻礙，從而對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新活動造成不利影響。與此同時，本文還發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)大于農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)，說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的需求支撐主要來自城鎮(zhèn)居民的消費，而來自農(nóng)村居民消費的影響作用相對較小。

(二)區(qū)域異質(zhì)性檢驗

表3 區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

為了深入考察收入差距影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力傳導(dǎo)機(jī)制的地區(qū)差異，本文將全國樣本劃分為東部、中部以及西部地區(qū)進(jìn)行回歸分析，具體結(jié)果見表3。首先，分析方程(7)(11)和(15)發(fā)現(xiàn)，三大地區(qū)收入差距平方項系數(shù)的符號都顯著為負(fù)，意味著各地區(qū)收入差距與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力之間均存在著明顯的倒“U”型關(guān)系。其次，方程(8)(12)和(16)加入需求規(guī)模后的估計結(jié)果表明，需求規(guī)模在三大地區(qū)中所發(fā)揮的傳導(dǎo)作用均顯著。最后，觀察方程(9)(13)和(17)加入城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果和方程(10)(14)和(18)加入農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，消費結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)機(jī)制在東部地區(qū)發(fā)揮作用顯著，并且兩種傳導(dǎo)機(jī)制的影響程度與顯著性基本接近，說明收入差距可以通過城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)共同影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。中部地區(qū)結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)系數(shù)相對較小，收入差距絕大部分是通過農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)來影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。在西部地區(qū)，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的影響程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗實證結(jié)果是否穩(wěn)健，本文利用各地區(qū)居民基尼系數(shù)作為收入差距的替代指標(biāo)對文中所有實證過程進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果與估計結(jié)果基本保持一致。

四、門限效應(yīng)檢驗

前文研究結(jié)果表明，收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響呈倒“U”型。為進(jìn)一步驗證兩者之間非線性關(guān)系的具體變化趨勢，本部分構(gòu)建了以收入水平作為門限變量的門限回歸模型，考察在不同收入水平區(qū)間內(nèi)收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響差異，檢驗結(jié)果如表4所示。門限效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，全國及三大地區(qū)的收入水平均存在單一門限值，并且門限值都位于其95%置信區(qū)間內(nèi)。

表4 門限效應(yīng)檢驗結(jié)果

門限回歸結(jié)果見表5。全國結(jié)果顯示，在不同的居民收入水平條件下，收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響方向截然相反。當(dāng)居民收入水平低于10.0551時，收入差距表現(xiàn)為顯著的正向影響，影響系數(shù)為0.3580；而當(dāng)居民收入水平達(dá)到10.0551后，收入差距則呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響，影響系數(shù)為-0.2631。該結(jié)果說明隨著居民收入水平跨越10.0551的門限值，收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用將逆轉(zhuǎn)為抑制作用。2018年全國各地區(qū)居民收入水平均超過了10.0551，由此判斷收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響已經(jīng)處于倒“U”型曲線的下降階段。此時應(yīng)該縮小收入差距，才能有效提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力。另外，加大研發(fā)資源的投入力度能夠有效推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，科技政策也發(fā)揮了顯著的促進(jìn)作用。

表5 門限回歸結(jié)果

東部地區(qū)結(jié)果顯示，當(dāng)居民收入水平低于9.9251時，收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著的促進(jìn)作用；當(dāng)居民收入水平跨越9.9251后，促進(jìn)作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。中部地區(qū)收入差距的正向影響在居民收入水平達(dá)到9.5041后，繼續(xù)擴(kuò)大收入差距就會阻礙高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的發(fā)展。在西部地區(qū)，當(dāng)居民收入水平較低時，擴(kuò)大收入差距會對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生明顯的有利影響；而當(dāng)居民收入水平達(dá)到9.5745后，二者之間則呈現(xiàn)為反向關(guān)系，但是并不顯著。其原因在于西部地區(qū)居民收入水平整體偏低，繼續(xù)擴(kuò)大收入差距不會大幅度地改變當(dāng)?shù)厥袌鲂枨笠?guī)模，因此收入差距的變動沒有再對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著影響。目前三大地區(qū)居民收入水平均越過了上升階段的門限值，并都處于倒“U”型曲線的下降階段。此時，適當(dāng)抑制收入差距的繼續(xù)擴(kuò)大有利于培養(yǎng)持久的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。同時，研發(fā)資本和人員投入也都在很大程度上發(fā)揮了促進(jìn)作用，科技政策在三大地區(qū)均顯著有效。

五、結(jié)論與政策建議

本文基于2000-2018年我國24個省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響及傳導(dǎo)機(jī)制。第一，收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響呈現(xiàn)倒“U”型。需求規(guī)模和消費結(jié)構(gòu)是收入差距產(chǎn)生影響的兩個有效傳導(dǎo)機(jī)制。需求規(guī)模機(jī)制在三大地區(qū)均得到了有效驗證。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)機(jī)制在各地區(qū)也都發(fā)揮了良好的作用，但主要傳導(dǎo)機(jī)制有所不同：東部地區(qū)兩種機(jī)制效果相近，中部地區(qū)大部分通過農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行傳導(dǎo)，西部地區(qū)主要依靠城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。第二，收入差距對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響存在單一門限效應(yīng)并且呈現(xiàn)區(qū)域異質(zhì)性。東部和中部地區(qū)在達(dá)到門限值后呈現(xiàn)下降趨勢，西部地區(qū)的下降趨勢不顯著。目前全國各地區(qū)居民收入水平均跨越了上升階段的門限值并都處于倒“U”型曲線的下降階段，這說明如果收入差距隨著收入水平的提高繼續(xù)擴(kuò)大，將會制約高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新。

基于上述研究結(jié)論，本文的政策含義如下：首先，政府應(yīng)繼續(xù)加大力度進(jìn)行收入分配制度的改革，通過嚴(yán)格稅收征管來遏制高收入階層的過快增長，同時也要注重完善社會保障體系，最終形成以中等收入群體占比較高的收入分配結(jié)構(gòu)。其次，東部地區(qū)需在充分保障勞動要素按貢獻(xiàn)參與分配的基礎(chǔ)上，努力推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程。中西部地區(qū)一方面應(yīng)加大政府轉(zhuǎn)移支付力度，另一方面還應(yīng)繼續(xù)積極完善農(nóng)村社會保障制度。最后，政府相關(guān)部門應(yīng)加大研發(fā)資源的有效投入力度，形成對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)激勵，重視有利于技術(shù)創(chuàng)新的制度建設(shè)，及時對相關(guān)的科技政策進(jìn)行調(diào)整和完善。