孫 早，宗 睿

（西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院,陜西 西安 710061）

一、引言

美國政府奉行的“美國優(yōu)先”戰(zhàn)略不僅導致了逆全球化和貿易保護主義的抬頭，①特朗普政府上任后第一道行政命令即宣布美國退出跨太平洋伙伴關系協(xié)定（TPP），之后多次威脅退出世界貿易組織（WTO）并對包括中國在內的多國產(chǎn)品先后采取加稅與反傾銷等措施。同時也使得針對中國的技術封鎖和科技霸權主義愈演愈烈，②美國商務部限制人工智能軟件對華出口、國會通過《2018 年出口控制法案》以及針對中國高科技企業(yè)的“實體清單”，都是劍鋒直指中國的核心科技自主創(chuàng)新能力。實體清單最早出現(xiàn)于1997 年由美國商務部產(chǎn)業(yè)與安全局（BIS）發(fā)布的出口管制條例（EAR），是美國出口管制的重要手段之一。原產(chǎn)于美國的產(chǎn)品、服務必須經(jīng)過BIS 的審核許可才能與實體清單中的企業(yè)進行交易，對于名單中企業(yè)的供應鏈與產(chǎn)品銷售都會造成負面影響；隨著貿易摩擦的不斷升級，美國更是以國家安全為由禁止采購海康威視、大華股份和大疆科技等中國高科技企業(yè)的產(chǎn)品。依靠外需實現(xiàn)產(chǎn)品創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級的發(fā)展道路面臨嚴峻挑戰(zhàn)。在這個大背景下，依托國內需求對本土企業(yè)的創(chuàng)新形成有效支撐，既有利于更多地滿足國內新型消費市場和走出對外貿易困境，也有利于構建“國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”。國內消費市場擴張（尤其是創(chuàng)新產(chǎn)品消費）需要居民整體上具有較高的收入水平，但收入不平等加劇拉大了居民消費層次間隔，將不可避免地對標準化工業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求和創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。

世界財富與收入數(shù)據(jù)庫（WID）的數(shù)據(jù)顯示（如圖1 所示），進入21 世紀后中國收入分配的不平等有所加劇，前1%的高收入群體收入占比由2000 年的10.37%一路升至2015 年的13.5%至15.5%之間，前10%高收入群體的收入占比則由2000 年的35.56%穩(wěn)步升至42%左右，而后50%的低收入群體的收入占比則從2000 年的18.07%波動下滑至14.83%，中間甚至一度被前1%高收入群體占比所超越。盡管同期以社會消費品零售總額為代表的居民消費市場增長迅速，但本土制造業(yè)中技術水平和質量相對較高的創(chuàng)新產(chǎn)品需求占比卻并未隨之上升。近年來中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)和高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入占社會消費品零售總額的比例分別維持在約40%和5.5%，甚至一度出現(xiàn)下滑，說明隨著人均收入水平的提升和消費市場規(guī)模的擴大，居民消費需求卻并未呈現(xiàn)出高端化的傾向。除供給側的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新不足使得創(chuàng)新產(chǎn)品匱乏難以滿足市場需求外（孫早和許薛璐，2018），不平等導致的需求扭曲亦是重要原因。

圖1 不同群體收入份額與創(chuàng)新產(chǎn)品占社會消費品零售總額份額的變化趨勢

一般情形下，一國技術創(chuàng)新及應用同時會受到供給側和需求側兩個因素的影響（Romer，1990），Utterback（1999）的研究顯示高達60%?80%的創(chuàng)新來自于需求拉動。面對發(fā)達工業(yè)化國家的產(chǎn)品禁售、技術封鎖、切斷供應鏈、貿易壁壘和外需疲軟的挑戰(zhàn)，本土需求端約束自然成為影響中國企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷售與技術創(chuàng)新的關鍵因素，企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)品銷售與自主創(chuàng)新能力提升亟需依托本土需求市場來破局。依據(jù)陳斌開（2012）的研究，中國的最終消費率不僅低于日、韓、英、美等發(fā)達國家，甚至低于印度和巴西等發(fā)展中國家，主要原因是居民消費率過低。伴隨著低消費而來的還有本土創(chuàng)新產(chǎn)品市場的需求不足與高端消費需求外溢。不平等導致的需求端異化是不容忽視的因素：收入差距的不斷擴大一方面引起了中等收入群體的萎縮，帶來大量制造業(yè)產(chǎn)品在“質量低端”的集中與高質量產(chǎn)品的稀缺（李世剛等，2018）；另一方面收入不平等的加劇還促進了國外高端產(chǎn)品與奢侈品的進口需求（文洋和張振華，2011）。在產(chǎn)能過剩的背景下，需求市場對于企業(yè)創(chuàng)新的拉動作用愈發(fā)凸顯，依托國內市場需求來實現(xiàn)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升，不僅需要考慮收入不平等加劇帶來的總體消費支出減少與產(chǎn)品低端化，還需要關注居民消費結構中“國外產(chǎn)品”所占份額直接或間接對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品產(chǎn)生的擠出效應。隨著對外開放新格局的形成，中國本土企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品將面臨國外創(chuàng)新產(chǎn)品更加直接和激烈的競爭，收入分配勢必會通過商品進口進一步影響本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求與技術創(chuàng)新意愿。從需求側研究自主創(chuàng)新能力的文獻主要強調本土市場需求規(guī)模與消費結構等因素帶來的影響（Foellmi 和Zweimüller，2006；范紅忠，2007；王俊和劉東，2009；李平等，2012），忽視了開放貿易環(huán)境下外國商品進口對消費結構和本土企業(yè)自主創(chuàng)新的作用；或是在研究收入不平等對自主創(chuàng)新能力影響時缺乏全面的機制分析，忽略了收入不平等通過“產(chǎn)品需求”這一中間渠道對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的作用機制。本文嘗試從國內創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求的角度出發(fā)，研究收入不平等對本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力的直接或間接影響，并基于相關數(shù)據(jù)模擬分析不同政策的作用效果，對于政府制定更加合理化的收入分配政策和正確引導內需市場具有現(xiàn)實參考意義。研究發(fā)現(xiàn)，收入不平等不僅會通過抑制一般及創(chuàng)新產(chǎn)品需求而影響本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升，高收入群體相對較低的邊際消費傾向以及對進口產(chǎn)品的偏好同樣會對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求和創(chuàng)新能力產(chǎn)生負面作用，通過扶貧和合理調節(jié)過高收入等政策可以有效降低收入不平等對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求的負面影響，同時控制進口產(chǎn)品帶來的擠出效應。

本文可能的貢獻在于：（1）嘗試通過收入分配廣義熵指數(shù)等更能準確反映收入分配不平等的指標替代傳統(tǒng)的基尼系數(shù)等指標，從居民可支配收入的角度出發(fā)，真實反映高收入群體收入占比增加帶來的市場需求側變化如何影響本土企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。（2）由于高收入群體存在對于國外進口產(chǎn)品的消費偏好，本文進一步在開放條件下從需求側研究收入不平等所引致的進口需求對于本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響。（3）具體考察了收入不平等通過產(chǎn)品需求作用于本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力的機制。（4）基于收入不平等變化分析扶貧和合理調節(jié)過高收入等政策對于本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求及創(chuàng)新能力的差異化影響。

二、文獻綜述與假說

（一）有關收入不平等對于技術創(chuàng)新及消費需求影響的研究。

1.收入不平等對于技術創(chuàng)新影響的相關研究。影響技術創(chuàng)新的因素主要包含供給側和需求側兩個方面（Romer，1990；Grossman 和Helpman，1991：Acemoglu，2001）。以Rosenberg（1974）為代表的技術“供給推動”理論主要從技術的市場供給角度出發(fā)，強調通過自主研發(fā)、技術引進、技術模仿與提升技術吸收能力來實現(xiàn)技術創(chuàng)新與進步（Coe 和Helpman，1995；Acemoglu 和Dell，2010）。Schmookler（1966）則認為創(chuàng)新很大程度上是由“需求拉動”所決定的，提出了“需求引致創(chuàng)新”的觀點。市場需求既取決于收入水平，同時也取決于收入分配狀況，由于傳統(tǒng)的內生增長模型中常常假設消費者收入或偏好相同（Grossman 和Helpman，1991；Aghion 和Howitt，1992），人為消除了收入不平等對消費者偏好的影響，使得長期以來創(chuàng)新理論忽視了需求拉動的作用。為了達到有效鏈接收入差距、消費需求和技術創(chuàng)新之間聯(lián)系的目的，部分文獻將消費者和生產(chǎn)商異質性引入模型，從差異化的收入水平和不同的消費結構角度出發(fā)探討收入分配、消費需求和技術創(chuàng)新的關系。

強調消費者收入不平等影響創(chuàng)新的文獻大都按照不同收入水平分組或在需求側加入非位似偏好（Non-homothetic Preferences）的方式將消費者異質性引入模型之中，考察收入分配對消費需求與技術創(chuàng)新的影響。Falkinger 和Zweimüller（1997）將消費者分為富人與窮人，研究發(fā)現(xiàn)人均收入水平、收入分配對商品種類的多樣化和消費結構具有顯著影響；Foellmi 和Zweimüller（2006）在收入兩分法的基礎上將非位似偏好引入了內生增長模型中，認為收入分配對創(chuàng)新產(chǎn)品市場的形成及其盈利能力具有決定性作用；①Foellmi 和Zweeimüller 認為，收入不平等的加劇一方面會通過“價格效應”提升高收入階層為創(chuàng)新產(chǎn)品支付的支付意愿而刺激創(chuàng)新，但同時也會因為“市場規(guī)模效應”導致的創(chuàng)新產(chǎn)品市場規(guī)模縮小而抑制創(chuàng)新。王勇和沈仲凱（2018）則基于新結構經(jīng)濟學的視角在非位似偏好的假設下研究了內生的不平等與產(chǎn)業(yè)升級之間的關系，指出過度的收入不平等帶來的需求不足將阻礙技術進步與產(chǎn)業(yè)升級。部分文獻還在消費者異質性的基礎上進一步將企業(yè)異質性加入假設之中，強調消費者異質性對產(chǎn)品異質性以及技術創(chuàng)新的影響。Zweimüller 和Brunner（2005）在將消費者收入分為窮人與富人的基礎上引入了產(chǎn)品質量階梯模型，研究發(fā)現(xiàn)在質量領導者與追隨者的產(chǎn)品同時存在于市場上的均衡狀態(tài)下，收入分配的平等有利于提升追隨者的盈利能力和創(chuàng)新意愿。

2.收入不平等對于消費需求影響的相關研究。傳統(tǒng)消費理論主要從微觀個體的消費入手研究收入對于個體消費和儲蓄決策的影響，例如凱恩斯的絕對收入假說認為消費傾向隨著收入水平的上升而遞減，并以此解釋高收入群體相對較低的邊際消費傾向和較高的儲蓄率，認為收入差距的擴大會降低社會平均消費水平或一般商品的需求（Barro，2000；Shen，2004；楊汝岱和朱詩娥，2007；Foellmi 和Zweimüller，2008；李子聯(lián)，2012；趙錦春，2013；紀園園和寧磊，2018）。循著凱恩斯傳統(tǒng)，盡管許多文獻從更加深入和細致的角度研究了消費者消費的時間路徑與其他可能的影響因素，①隨著有關消費行為研究的不斷深入，經(jīng)濟周期、消費心理、資產(chǎn)量、消費者差異化偏好、借貸約束、遺產(chǎn)、即期收入等各類因素被紛紛引入消費理論，進而出現(xiàn)了相對收入假說（Duesenberry，1967）、生命周期假說（Modigliani，1954）、持久收入假說（Friedman，1956）與λ 假說（Campbell，1991）等一系列經(jīng)典研究。但從消費者整體的宏觀角度出發(fā)，可以發(fā)現(xiàn)絕對收入假說中對于收入分配與總消費的判斷在當下中國依舊成立，汪偉（2011）與甘犁等（2018）的研究也表明中國收入不平等的增加會提升經(jīng)濟中的總儲蓄率（低收入家庭的邊際消費傾向顯著高于高收入家庭），從而導致產(chǎn)品需求市場萎縮。Foellmi 和Zweeimüller（2006）則指出，更公平的收入分配一方面會通過高收入群體收入的下降導致新技術產(chǎn)品需求降低，但另一方面會通過“相對需求規(guī)?！钡臄U張?zhí)岣邉?chuàng)新產(chǎn)品的需求，具體情況則取決于收入不平等程度給二者帶來的差異的具體情況，因此許多研究認為高收入群體雖然整體邊際消費傾向較弱，卻是創(chuàng)新產(chǎn)品的消費主力（李平等，2012）；但隨著研究的不斷深入，學者逐漸發(fā)現(xiàn)即使是對于奢侈品或創(chuàng)新產(chǎn)品而言，收入不平等的加劇依舊會對其總需求造成負面影響（袁志剛和朱國林，2002；Foellmi 和Zweeimüller，2006，2017；安同良和千慧雄，2014）。李子聯(lián)和朱江麗（2014）研究發(fā)現(xiàn)，中國的收入差距擴大雖然在一定程度上曾刺激了創(chuàng)新投入增加，但是當前已經(jīng)越過了不平等的“臨界點”，較高的收入不平等程度反而犧牲了內需，導致產(chǎn)品創(chuàng)新水平較低；劉悅等（2019）通過對32 個國家收入不平等與消費數(shù)據(jù)的測算發(fā)現(xiàn)，即使是奢侈品（收入需求彈性大于1 的產(chǎn)品），收入不平等的加劇也會對其總需求造成負面影響，且該效應對發(fā)達國家更加顯著；趙錦春和謝建國（2015）指出，當前中國國內收入分配不平等已經(jīng)顯著抑制了區(qū)域研發(fā)投入的增加，并對企業(yè)創(chuàng)新能力的提升以及國家創(chuàng)新體系的構建形成了阻礙。根據(jù)“需求引致創(chuàng)新”的理論和相關文獻的研究，本文認為現(xiàn)階段中國收入不平等的加劇將進一步導致本土企業(yè)“創(chuàng)新產(chǎn)品需求不足”，阻礙內需市場對于本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力的拉動作用，據(jù)此本文提出假說1：由于高收入群體具有相對較低的邊際消費傾向，收入不平等的持續(xù)擴大將會對本土企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求產(chǎn)生抑制作用，并通過影響企業(yè)創(chuàng)新意愿進一步阻礙企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升。

（二）收入不平等通過進口貿易對自主創(chuàng)新能力影響的相關研究。無論是以龐大的中產(chǎn)階級還是以高收入階級作為本土創(chuàng)新產(chǎn)品的消費主體，都依賴于本土需求市場對于創(chuàng)新產(chǎn)品的引致作用。如果收入不平等導致對于創(chuàng)新產(chǎn)品的需求流向進口產(chǎn)品或奢侈品，則經(jīng)濟高質量發(fā)展和自主創(chuàng)新能力的提升與產(chǎn)業(yè)升級也就成了無源之水。對于進口產(chǎn)品的消費偏好不僅會分流本土企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)品的市場需求，還會抑制本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升，當前中國的資本品與中間品進口更多表現(xiàn)為對低層次創(chuàng)新能力的促進，對企業(yè)的高層次創(chuàng)新能力則更多表現(xiàn)為抑制作用（張杰,2015）。在開放貿易的背景下，十分有必要關注收入不平等通過產(chǎn)品進口而對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求與創(chuàng)新能力帶來的影響。

在傳統(tǒng)的國際貿易模型中，商品貿易需求在位似偏好的假設下僅受總收入水平的影響，研究的重點偏向于要素稟賦、技術水平與人力資源等供給側因素。Linder（1961）通過假設收入類似的消費者具有類似的需求，最先從需求側解釋了發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)內貿易產(chǎn)生的原因，發(fā)現(xiàn)一國內消費者收入不平等帶來的需求差異同樣對國際貿易的模式存在影響。隨后以Dornbusch 等（1976）和Bergstrand（1989）為代表的許多涉及國際貿易與收入的研究都采用了位似偏好的假設來分析不同收入水平對于國際貿易的影響。雖然Adam 等（2012）構建的商品垂直差異化貿易模型中證明即使在位似偏好的假設下，收入不平等也會對進口需求產(chǎn)生顯著的影響，但許多文獻在對國際貿易數(shù)據(jù)和消費者商品購買行為等進行分析后發(fā)現(xiàn)位似偏好的假設與現(xiàn)實并不相符（Deaton 和Muellbauer，1980；Hunter 和Markusen，1988）。這就是說，需求不僅通過人均收入水平對國際貿易產(chǎn)生影響，收入分配狀況同樣會從需求側影響貿易結構。Mitra 和Trindade（2005）首先在標準的2×2 國際貿易模型中加入了非位似偏好并研究收入不平等的作用，發(fā)現(xiàn)兩國在要素稟賦和技術條件相同的情況下，不平等將成為貿易的決定性因素，收入分配較為平等的國家將會出口奢侈品和進口必需品。①Mitra 和Trindade（2003）在文中將制造業(yè)產(chǎn)品和食物分別定義為“奢侈品”和“必需品”。Dalgin 等（2008）通過引力模型研究發(fā)現(xiàn)，當進口國的收入不平等程度上升時，將會導致奢侈品進口增加與必需品進口的減少。②Dalgin、Mitra 和Trindade（2008）將收入需求彈性大于和小于1 的商品分別定義為“奢侈品”和“必需品”。Fajgelbaum 等（2011）在消費者非位似偏好的條件下，利用質量階梯模型研究不同大小和收入分配下國家之間的貿易情況，發(fā)現(xiàn)貿易模式同時受收入水平與收入分配的影響，并驗證了Linder 收入水平相同的國家之間出口相對更多的假說。

在相關文獻的基礎上，本文認為，在開放貿易的條件下，一國的收入水平和收入分配都會通過需求規(guī)模與消費結構對進口貿易商品的類型和數(shù)量造成顯著影響，高收入階層的消費偏好可能會帶來更多的國外高端產(chǎn)品和奢侈品的進口需求，同時帶來本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求的流失。許多針對國際貿易的研究也表明相對貧窮的國家一般會從相對富裕的國家進口更高質量的商品（Schott，2004；Fajgelbaum 等，2011），同時收入不平等加劇將會導致高收入群體對國外奢侈品與高端產(chǎn)品進口需求增加（Dalgin 等，2008）。文洋和張振華（2011）利用中國進口貿易數(shù)據(jù)證實了這一觀點，發(fā)現(xiàn)中國收入差距擴大帶來了奢侈品進口的增加與必需品相對進口量的下降。在類似的需求模式下，由于本土企業(yè)的“國內需求空間”對于技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級的關鍵作用出現(xiàn)了缺位，即使通過收入增加和均衡分配解決了內需不足的問題，但在自主創(chuàng)新能力不足導致的產(chǎn)品技術水平差距下，這種缺位只是擴大了對于國外高端產(chǎn)品的需求（孫軍，2008；劉志彪，2012）。近年來中國進口消費品隨著收入不平等的加劇同樣呈現(xiàn)快速上漲趨勢。高收入群體作為支付能力相對較強和自主創(chuàng)新產(chǎn)品的目標消費群體，其消費結構中國外產(chǎn)品帶來的“擠出效應”顯然不利于通過內部需求刺激本土企業(yè)的自主創(chuàng)新。據(jù)此本文提出假說2：由于高收入群體對于創(chuàng)新產(chǎn)品的需求可以通過進口得到滿足，高收入群體收入占比增加帶來的收入不平等將通過進口產(chǎn)品需求上升進一步導致本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求不足，并對中國本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升形成阻礙。

三、變量選取、數(shù)據(jù)說明及模型設定

（一）計量模型設定。本文利用2000—2018 年省際面板數(shù)據(jù)檢驗中國收入不平等對于本土規(guī)模以上企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求以及自主創(chuàng)新能力的影響，并在此基礎上考察收入不平等通過“進口產(chǎn)品擠出效應”對本土規(guī)模以上企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求和自主創(chuàng)新能力的間接影響。為驗證假說1，參考Aghion 等（1999）、王俊和劉東（2009）的建模思路，設定計量模型（1）如下：

參考戴小勇和成力為（2013）、張杰等（2017）用于研究微觀企業(yè)創(chuàng)新績效的模型，設定計量模型（2）如下：

計量方程（1）中，下標i、t分別表示省份與年份；Yit作為被解釋變量分別表示規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷量LnNPit和自主創(chuàng)新產(chǎn)出LnInoi,t+2，以此考察收入不平等對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求與創(chuàng)新能力的影響；Inequality代表用于衡量收入分配的廣義熵指數(shù)（GE2、GE10）和泰爾指數(shù)（Theil）；Xit為可能影響中國企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)、銷售與自主創(chuàng)新能力的控制變量；μi和νt分別代表地區(qū)固定效應和時間固定效應，εit為隨機擾動項。

計量方程（2）中，下標i、t分別表示省份與年份；Yit作為被解釋變量分別表示中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中微觀企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷量LnMNPit和自主創(chuàng)新產(chǎn)出LnMInoi,t+2；Inequality代表用于衡量收入分配的廣義熵指數(shù)（OGE2、OGE10）、泰爾指數(shù)（OTheil）和用于對照組的恩格爾系數(shù)（Eng）；①為避免微觀層面的企業(yè)數(shù)據(jù)由于各省份收入不平等數(shù)據(jù)缺失而損失有效觀察值，此處回歸采用《中國統(tǒng)計年鑒》中相應數(shù)據(jù)計算得到的Inequality 值進行回歸，并加入年鑒中官方恩格爾系數(shù)作為對照組。Zit代表可能影響微觀企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品與自主創(chuàng)新能力的控制變量，在計量方程（2）中，本文除了省份固定效應μi和時間固定效應νt之外，還控制了股權性質 σj以及企業(yè)所處的行業(yè)大類 φp兩個具有固定效應性質的虛擬變量。

為進一步驗證假說2，本文引入了貨物進口水平（LnImport）及其與收入不平等指標的交互項LnImport×Inequality，設定了如（2）式所示的計量方程。若理論分析為真，α4將顯著為負，表明收入不平等擴大所引致的進口需求客觀上對本土企業(yè)的自主創(chuàng)新能力存在抑制作用。

計量方程（3）中Yit表示規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷量LnNPit和自主創(chuàng)新產(chǎn)出LnInoi,t+2,方程中收入不平等指標與貨物進口水平交互項（LnImport×Inequality）的回歸系數(shù)，用來反映收入不平等通過進口對于中國創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求與企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)來源于1996—2018 年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》及各?。ㄊ校┙y(tǒng)計年鑒與中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、Wind數(shù)據(jù)庫②由于西藏的相關數(shù)據(jù)和統(tǒng)計資料缺失嚴重且多為離群值，在進行回歸分析時對該省份的數(shù)據(jù)予以剔除。以及2003—2012 年中國微觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)查詢系統(tǒng)中的工業(yè)企業(yè)及其創(chuàng)新數(shù)據(jù)。各變量數(shù)據(jù)的計算、處理如下：

1.被解釋變量：①規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力（LnInoit）。專利是企業(yè)自主創(chuàng)新能力的直觀反映。本文選取中國各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)專利申請總數(shù)（LnInoi,t+2）作為企業(yè)自主創(chuàng)新能力指標，考慮到專利產(chǎn)出的性質與特點，采用專利申請總數(shù)的未來第二期LnInoi,t+2作為被解釋變量。②規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求（LnNPit）。本文將創(chuàng)新產(chǎn)品需求作為被解釋變量，去除新產(chǎn)品出口銷售收入得到名義值，并以2000 年為基期的居民消費價格指數(shù)平減獲得實際值（億元）的對數(shù)進行衡量。

在微觀層面企業(yè)回歸分析中使用的被解釋變量：①微觀企業(yè)自主創(chuàng)新能力（LnMInoit）：將中國微觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)查詢系統(tǒng)中的工業(yè)企業(yè)三種專利申請數(shù)的對數(shù)值作為企業(yè)自主創(chuàng)新能力。②微觀企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)品需求（LnMNPit）：將中國微觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)查詢系統(tǒng)中的工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入（千元）的對數(shù)值作為企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)品需求。

在穩(wěn)健性檢驗與渠道檢驗中回歸模型使用的被解釋變量：①微觀企業(yè)產(chǎn)品需求（LnSale）：利用中國微觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)系統(tǒng)中工業(yè)企業(yè)產(chǎn)品銷售收入（千元）的對數(shù)值作為企業(yè)產(chǎn)品需求②邊際消費傾向（MPC）：利用《中國統(tǒng)計年鑒》中按收入等級分前20%（最高收入戶10%與較高收入戶10%）平均每人總支出比平均每人可支配收入得到高收入群體邊際消費傾向MPC。

2.核心解釋變量。①泰爾指數(shù)（Theilit）。相較于單純計算城鄉(xiāng)人均可支配收入比值的城鄉(xiāng)收入比，泰爾指數(shù)優(yōu)點在于將城鄉(xiāng)人口結構因素考慮在內，其計算公式為：

其中，i表示省份，j=1、2 分別表示城鎮(zhèn)或農村，t表示年份，xijt表示省份i在t年城鎮(zhèn)或農村人口占該省內總人口的比重，yijt表示省份i在t年城鎮(zhèn)或農村居民收入占省內總收入的比重，泰爾指數(shù)可以從總體上反映收入分配的不平等程度，數(shù)值越大說明收入不平等程度越嚴重。②收入分配廣義熵指數(shù)（GEθit）。Aghion（2019）研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新率與基尼系數(shù)等常見的、不強調最高收入不平等的指標不一定存在相關關系，但是最高收入人群所占的收入份額與創(chuàng)新率卻存在顯著的相關關系。Cowel（2011）通過將泰爾指數(shù)一般化得到了廣義熵指數(shù)，計算公式為：

式中yi表示第i個個體的收入，表示總體收入均值，n為樣本個數(shù)，其特點在于引入了敏感系數(shù)θ，當θ趨近于1 時廣義熵指數(shù)的極限值就是泰爾指數(shù)，收入分配的廣義熵指數(shù)與泰爾指數(shù)的類似之處在于當θ取值相同時，值越大代表收入分配越不平等。當θ＞2 時，收入分配的廣義熵指數(shù)對于高收入階層的收入變化更為敏感；當θ＜0 時，收入分配的廣義熵指數(shù)對低收入群體的收入變化更為敏感。①收入分配數(shù)據(jù)來自于各省統(tǒng)計年鑒中“人民生活”或“居民生活”的城鎮(zhèn)居民家庭基本情況，數(shù)據(jù)由各省抽樣調查得到，一般按照戶數(shù)五等分為低收入戶、較低收入戶、中間收入戶、較高收入戶與最高收入戶。本文分別選取敏感系數(shù)θ=2 以及θ=10 時的廣義熵計算公式計算收入不平等指數(shù)GE2、GE10，并以此為解釋變量具體分析各省份收入分配情況對于中國企業(yè)新產(chǎn)品銷量及企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。②根據(jù)Wind 數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)顯示，根據(jù)支出法計算的國內生產(chǎn)總值中城鎮(zhèn)居民消費支出占比從2008 年的75%升至2018 年的78.6%，是中國創(chuàng)新產(chǎn)品與進口商品的主力消費人群。在進一步的機制分析中采用的模擬扶貧、合理調節(jié)高收入后的收入不平等指數(shù)G2、G10 與AG2、AG10 計算方法詳見第五部分。③貨物進口水平（LnImportit）。為考察高收入群體收入份額增加帶來的不平等是否通過對國外產(chǎn)品的消費擠壓了國內創(chuàng)新產(chǎn)品市場，本文利用各地區(qū)進出口貿易總值統(tǒng)計數(shù)據(jù)中按貿易方式分的具體數(shù)據(jù)，將進口數(shù)據(jù)中扣除來料加工裝配貿易、進料加工貿易、捐贈、外商投資企業(yè)作為投資進口的設備物品等項目（部分省份統(tǒng)計明細項目還包括易貨貿易、租賃貿易、保稅倉庫進出境貨物和對外承包工程貨物等），僅保留一般貿易數(shù)據(jù)。④市場需求規(guī)模（LnSizeit）。市場需求規(guī)模的大小是居民總體消費能力的體現(xiàn)，對新產(chǎn)品的銷售量起到了關鍵作用，本文采用以2000 年為基期的居民消費價格指數(shù)平減獲得的各省社會消費品零售總額實際值（億元）的對數(shù)表示市場需求規(guī)模大小。

在微觀層面企業(yè)回歸分析中使用的解釋變量：①泰爾指數(shù)（OTheilit）：利用《中國統(tǒng)計年鑒》中全國城鄉(xiāng)收入與人口數(shù)據(jù)計算而得。②廣義熵指數(shù)（OGEθit）：利用《中國統(tǒng)計年鑒》中全國城鎮(zhèn)按收入水平分組數(shù)據(jù)計算而得。③恩格爾系數(shù)（Eng）：來自于《中國統(tǒng)計年鑒》官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)。④基尼系數(shù)（Gini）：基尼系數(shù)由經(jīng)濟學家基尼根據(jù)洛倫茲曲線提出，可以衡量收入分配的不平等程度，是當前衡量收入不平等較為主流的工具之一。

3.控制變量。①規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新效應（LnRDit）：用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品經(jīng)費實際值的累積水平表示，①參考孫早和許薛璐（2018）的方法，研發(fā)支出存量數(shù)據(jù)的計算公式為：LnRDit=Ln[R&Dflowit+(1?δ)jR&Dflowi,t?j]，其中研發(fā)折舊率δ取20%，R&Dflowit 表示省份i 在年度t 的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品經(jīng)費。本文通過研發(fā)支出價格指數(shù)以2000 年為基期將數(shù)據(jù)平減為實際值并進一步將研發(fā)支出流量折算為存量數(shù)據(jù)（下同）。②參考朱平芳和徐偉民（2003）的方法加權計算得到研發(fā)支出價格指數(shù)。②技術引進與吸收效應（LnAbsit）：引進技術是中國企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝流程改造的影響因素之一，引進技術的消化與吸收同樣會影響企業(yè)自主創(chuàng)新能力與產(chǎn)出。③技術獲取與改造效應（LnAcqit）：本文利用各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)其他技術活動經(jīng)費支出中的“購買國內技術經(jīng)費”與“技術改造經(jīng)費支出”之和表示。④外商直接投資（LnFDIit）：將外商直接投資作為影響中國自主創(chuàng)新產(chǎn)品與創(chuàng)新產(chǎn)出結果的影響因素進行考察，使用各省份實際利用外商直接投資額按照歷史年均匯率折算。

在微觀層面企業(yè)回歸分析中使用的控制變量：①企業(yè)規(guī)模（LnCap）：取企業(yè)年固定資產(chǎn)凈值（千元）的對數(shù)，企業(yè)規(guī)模擴張一般會帶來創(chuàng)新活動能力提升。②市場營銷（LnSe）：利用銷售費用比銷售收入得到，反映企業(yè)開拓市場的相應支出，與企業(yè)的銷售收入指標存在密切聯(lián)系。③企業(yè)融資成本（FC）：將企業(yè)利息凈支出與企業(yè)總負債的比值作為衡量融資成本的變量，較高的融資成本會對企業(yè)的創(chuàng)新活動造成一定程度上的阻礙。④管理成本（MF）：將企業(yè)管理費用比銷售收入得到，反映企業(yè)在經(jīng)營管理中發(fā)生的相應費用。⑤資產(chǎn)收益率（ROA）：即凈利潤額與總資產(chǎn)比值，企業(yè)的盈利能力是影響企業(yè)進行創(chuàng)新的重要影響因素。

4.工具變量。教育基尼系數(shù)（Egini）：教育基尼系數(shù)是衡量教育資源分配狀況的重要指標，利用中國統(tǒng)計年鑒中“各地區(qū)按性別和受教育程度分的人口”的教育分層情況計算得到。

（三）描述性統(tǒng)計。③限于篇幅，描述性統(tǒng)計表格未列示，可參見本文工作論文。從主要變量的描述性統(tǒng)計結果可以看出，以收入分配廣義熵指數(shù)衡量的收入不平等在敏感系數(shù)θ=2 時與泰爾指數(shù)（Theil/OTheil）所表示的收入不平等均值、最大值較為接近，但是最小值相對更高（即衡量的收入不平等相對更為嚴重），說明泰爾指數(shù)由于其利用“均值”計算所得的收入不平等指標可能會低估實際的收入不平等情況。省級層面的泰爾指數(shù)與廣義熵指數(shù)顯著大于全國層面的收入不平等指標（OGE、OTheil）且波動性較大。

四、實證分析與穩(wěn)健性檢驗

不同省份之間居民的消費習慣和收入水平之間存在較大差異，不同行業(yè)與股權模式下企業(yè)受到消費需求的影響也存在不同，因此本文采用雙向固定效應模型對相關因素予以控制。

（一）基本回歸結果。表1 中列（1）—列（3），列（4）—列（6）分別以創(chuàng)新產(chǎn)品銷量（LnNP）與自主創(chuàng)新能力（F2.LnIno）作為被解釋變量，考察收入不平等指標對于本土企業(yè)自主創(chuàng)新的影響。

表1 收入不平等對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求、創(chuàng)新能力影響的回歸結果

從核心解釋變量收入不平等指標（Inequality）的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，不論是以泰爾指數(shù)（Theil）還是以收入分配廣義熵指數(shù)（GE2、GE10）進行衡量，現(xiàn)階段中國收入不平等加劇導致“創(chuàng)新產(chǎn)品需求不足”的問題都較為顯著，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求和創(chuàng)新能力都明顯受到了收入不平等因素的抑制，初步印證了假說1。中國各省收入不平等對本土規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求的抑制作用相對更為直接和顯著，可能是因為收入不平等的擴大直接作用于需求側，而企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升則可以在一定程度上借助于外部需求，但在當前國際環(huán)境及“國內國際雙循環(huán)”的背景下，收入不平等的進一步擴大顯然不利于“構建以國內大循環(huán)為主體”的經(jīng)濟高質量發(fā)展模式。

考慮到回歸結果的穩(wěn)健性，本文利用《中國統(tǒng)計年鑒》中的相關收入數(shù)據(jù)計算得到收入不平等（包括收入分配廣義熵指數(shù)、泰爾指數(shù)以及恩格爾系數(shù)）情況，結合中國微觀企業(yè)經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫等考察收入不平等對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求以及自主創(chuàng)新能力提升帶來的影響。

表2 為控制行業(yè)、省份、時間和控股情況等因素之后的固定效應模型回歸結果。列（1）至列（4）被解釋變量為微觀企業(yè)層面的創(chuàng)新產(chǎn)品需求，其回歸結果顯示收入不平等指標（Inequality）對于微觀企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品的需求確實存在顯著的抑制作用，其中對于高收入群體收入不平等較為敏感的廣義熵指數(shù)OGE10在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，說明高收入群體增加帶來的收入不平等及其相對較低的邊際消費傾向很可能是抑制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求的關鍵因素。列（5）至列（8）被解釋變量為未來第二期微觀企業(yè)的創(chuàng)新能力，收入不平等指標（Inequality）回歸結果相對更為顯著，說明收入不平等對于企業(yè)自主創(chuàng)新能力的抑制不僅是通過創(chuàng)新產(chǎn)品需求這一單一渠道，很有可能還包括對于一般商品需求的抑制和進口商品擠出效應等中間渠道，本文將在下文對收入不平等帶來的進口商品擠出效應進行進一步驗證。

表2 微觀層面收入不平等對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求及創(chuàng)新能力影響的回歸結果

續(xù)表2 微觀層面收入不平等對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求及創(chuàng)新能力影響的回歸結果

（二）貿易擠出效應回歸結果。根據(jù)前文的理論分析可知，除去相對較低的邊際消費傾向之外，高收入群體對于進口商品的偏好可能會通過擠出效應對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求形成一定程度的擠壓（假說2），同樣不利于從需求側拉動企業(yè)的技術創(chuàng)新意愿與自主創(chuàng)新能力。本文將在接下來的計量模型中通過引入貨物進口水平（LnImport）及其與收入不平等指標的交互項（LnImport×Inequality）進行檢驗。結果如表3 所示，總結相應的回歸結果可以看出：在加入貨物進口水平（Lnimport）及其與收入不平等指標的交互項（LnImport×Inequality）后，在雙向固定效應模型下，由收入不平等所引致的進口商品需求對于本土規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品銷量（LnNP）與自主創(chuàng)新能力（F2.LnIno）均呈現(xiàn)較為明顯的抑制作用，并且對于企業(yè)自主創(chuàng)新能力的抑制作用相對更為顯著。表明當前中國的收入不平等及高收入群體消費偏好帶來的消費結構中“進口高端產(chǎn)品擠出效應”亦是抑制本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求與自主創(chuàng)新能力提升的根源之一，印證了假說2。本文將在進一步的機制分析中進行相應的中介效應分析，檢驗進口產(chǎn)品是否是收入不平等抑制本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷量的中間渠道。

表3 收入不平等通過進口對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求及創(chuàng)新能力影響的回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗。為驗證以上結果的穩(wěn)健性，本文通過以下三種途徑進行了回歸分析：①限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗的回歸結果未列示。①工具變量法：由于可能的逆向因果關系所導致的內生性問題，本文選擇教育不平等指標（教育基尼系數(shù)Egini）作為工具變量進行回歸分析?；貧w結果顯示，在考慮了內生性之后，收入不平等指標對于本土企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)品和創(chuàng)新能力的抑制作用仍舊存在，并且都較為顯著。②系統(tǒng)矩估計:由于往期的研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出與當期的創(chuàng)新產(chǎn)出存在一定的關聯(lián)帶動作用，而且以專利作為自主創(chuàng)新的產(chǎn)出變量時存在改進與續(xù)期等因素的影響，因此采用系統(tǒng)矩估計加入被解釋變量滯后一期，并對內生性進行控制，回歸結果印證了前文的回歸結果以及理論分析，說明當前中國各省份的收入不平等從需求側對于企業(yè)創(chuàng)新能力的抑制作用已不容忽視。③替換核心解釋變量：基尼系數(shù)作為常用的收入不平等指標，在各類文獻中的應用較為廣泛且認同度較高，因此本文采用各省城鎮(zhèn)居民分組收入數(shù)據(jù)計算各省基尼系數(shù)作為收入不平等指標對上述研究進行穩(wěn)健性檢驗。替換后回歸結果總體穩(wěn)健，但收入不平等廣義熵指數(shù)在原基準回歸中更加顯著，可能的解釋是高收入群體的收入增長帶來的不平等造成的影響相對更加顯著。

五、進一步的機制分析

為進一步研究收入不平等通過創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求、進口需求和高收入群體相對較低的邊際消費傾向等渠道影響企業(yè)自主創(chuàng)新能力的內在機制，本文加入了收入不平等的相關影響渠道檢驗；①限于篇幅，中介效應模型的設定與回歸結果未列示。并利用模擬計算扶貧、合理調節(jié)過高收入后的收入不平等指數(shù)進行回歸分析，以檢測相關政策的作用效果。

（一）中介效應模型檢測結果。本文通過以下三種方式進行了檢驗：①檢驗進口產(chǎn)品偏好對于本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品產(chǎn)生的負面中介效應，回歸結果發(fā)現(xiàn)收入不平等指標對進口產(chǎn)品需求具有顯著的正面促進作用，同時收入不平等引致的進口產(chǎn)品需求對本土規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷售收入會產(chǎn)生顯著的抑制作用，中介效應顯著存在。②為了進一步鏈接創(chuàng)新產(chǎn)品需求與企業(yè)的自主創(chuàng)新，本文加入了收入不平等通過創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求影響企業(yè)自主創(chuàng)新的影響渠道檢驗，結果表明，創(chuàng)新產(chǎn)品需求的中介效應顯著存在，收入不平等會通過影響創(chuàng)新產(chǎn)品的需求而對本土企業(yè)的自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。③為對收入不平等通過高收入群體相對較低的邊際消費傾向對本土企業(yè)產(chǎn)品及創(chuàng)新產(chǎn)品產(chǎn)生抑制作用的機制進行分析，利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)設置中介效應模型進行回歸分析，結果顯示高收入群體相對較低的邊際消費傾向不僅會對一般商品的需求帶來負面影響，同時也會對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品需求帶來負面影響，并且通過需求渠道最終作用于本土企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。

（二）如何緩解不平等的負面作用——基于扶貧與合理調節(jié)過高收入等政策的效果分析。

1.基于扶貧的政策效果分析。為考察最低收入群體實現(xiàn)脫貧帶來的收入增長對于本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求與能力的影響，利用上文數(shù)據(jù)模擬計算“脫貧”后的收入不平等指標，②按照收入分組將低收入組平均收入（最低20%）轉換為較低收入戶（20%?40%）的平均收入水平，并分別計算修正后的收入不平等指數(shù)G2、G10，本文將此作為模擬扶貧成功后的收入不平等指數(shù)。并在此基礎上計算實現(xiàn)脫貧后的收入不平等對于本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求和能力的影響，結果如表4 所示。

表4 基于扶貧后收入不平等對本土企業(yè)創(chuàng)新影響的模擬分析檢驗

根據(jù)回歸分析的結果可以發(fā)現(xiàn)，以工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷量（LnNP）與自主創(chuàng)新能力（F2.LnIno）作為被解釋變量時，如列（1）至—列（4）所示，“脫貧”后的收入不平等指標對于本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求和創(chuàng)新能力負面影響的顯著程度都有所下降，表明通過提升最低收入者的收入水平可以在一定程度上緩解對于本土企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)品需求和能力提升的制約。但是列（5）至列（8）在引入進口商品偏好及其與“扶貧”后收入不平等指數(shù)的交互項后，抑制作用依舊顯著，表明該政策無法改善收入不平等帶來的進口產(chǎn)品偏好。

2.基于合理調節(jié)過高收入的政策效果分析。中央財經(jīng)委第十次會議指出“要加強對高收入的規(guī)范和調節(jié)，依法保護合法收入，合理調節(jié)過高收入”。本節(jié)利用上文數(shù)據(jù)，模擬對高收入群體收入進行合理調整后的收入不平等指標，①按照收入分組將較高收入戶（60%?80%）與最高收入戶（最高20%）的收入水平降低10%，計算調整后的收入不平等指數(shù)為AG2、AG10，本文將此作為合理調節(jié)過高收入后的收入不平等指數(shù)。用于考察合理調節(jié)過高收入等政策對于本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求與能力的影響。

根據(jù)表5 的結果可以發(fā)現(xiàn)，以工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷量（LnNP）作為被解釋變量時，即如列（1）、列（2）與列（5）、列（6）所示，合理調節(jié)過高收入后，收入不平等對于本土創(chuàng)新產(chǎn)品直接需求的負面影響顯著性下降或不再顯著，交互項結果顯示通過收入不平等帶來的進口產(chǎn)品需求對于本土創(chuàng)新產(chǎn)品的擠出效應也同時減弱。在合理調節(jié)過高收入后，收入不平等對于本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力（F2.LnIno）回歸結果的影響變化則相對更加明顯，如列（3）、列（4）與列（7）、列（8）所示，此時收入不平等對于創(chuàng)新能力負面影響已不再顯著，而且交互項顯示基于收入不平等所引致的進口產(chǎn)品需求反而會對本土企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生促進作用。綜合上述回歸結果我們可以發(fā)現(xiàn)，中國通過“扶貧”等政策提升低收入群體收入水平，對于本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求的提升作用是毋庸置疑的；而合理調節(jié)過高收入的政策既能有效緩解本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品的需求不足，同時，也可以遏制高收入群體對于進口產(chǎn)品的偏好所引致的需求外溢和奢侈品進口，進而推動進口產(chǎn)品結構合理化。

表5 合理調節(jié)過高收入后收入不平等對本土企業(yè)創(chuàng)新影響的模擬分析檢驗

六、研究結論與政策建議

在當前逆全球化、保護主義抬頭的國際貿易環(huán)境下，中國企業(yè)面臨著自主創(chuàng)新產(chǎn)品出口受阻與技術引進受限的雙重困境，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展最可靠的路徑是依靠強大的內部需求市場與本土企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)品形成相互支撐的良性互動，并以此為基礎構建“國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”。為實現(xiàn)中國本土企業(yè)在全球價值鏈上的攀升，戰(zhàn)略層面上既需要從技術供給角度不斷提升產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新水平，同時也需要通過更加公平的收入分配對本土企業(yè)的技術創(chuàng)新產(chǎn)品進行有效的承接，以實現(xiàn)馬克思所說的從商品到貨幣的“驚險一躍”，否則企業(yè)無法通過技術創(chuàng)新實現(xiàn)盈利，技術的進步也就無從談起。本文通過中國省級數(shù)據(jù)和微觀層面的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段，中國收入不平等已經(jīng)對自主創(chuàng)新產(chǎn)品的內需市場造成了顯著的負面影響，并且對本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力形成了較為顯著的抑制。本文的主要結論有：①當前中國收入不平等的加劇直接抑制了本土企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)品需求，進而對企業(yè)的自主創(chuàng)新能力帶來了負面影響。②收入不平等不僅通過高收入階層相對較低的邊際消費傾向對自主創(chuàng)新產(chǎn)品的本土需求規(guī)模造成負面影響，還會通過進口商品消費偏好進一步抑制本土創(chuàng)新產(chǎn)品需求與企業(yè)創(chuàng)新能力提升。③高收入階層相對較低的邊際消費傾向不僅會降低社會中一般商品的需求規(guī)模，對于創(chuàng)新產(chǎn)品而言也具有顯著的負面影響。④扶貧政策可以有效地降低收入不平等對本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品需求的負面影響，但合理調節(jié)過高收入可以進一步控制進口產(chǎn)品帶來的擠出效應，并能促進本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升。

本文主要的政策含義是：（1）合理調節(jié)高收入并通過“扶貧”等手段減少低收入群體，通過緩解收入不平等可以促進本土企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求。收入不平等通過高收入群體相對較低的邊際消費傾向直接減少了本土企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)品的市場需求規(guī)模。政府在制定相應的收入分配與再分配政策時，應按照中央財經(jīng)委員會第十次會議所提出的要求，在合理調節(jié)過高收入的同時推動更多低收入群體邁入中等收入行列，提升中低收入群體對于本土企業(yè)產(chǎn)品及創(chuàng)新產(chǎn)品的購買力，從需求側保障本土企業(yè)獲得足夠的利潤用于研發(fā)與創(chuàng)新。（2）保護本土企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求空間。收入不平等通過高收入群體對進口產(chǎn)品的偏好間接造成了部分消費需求外溢。在中國企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品出口國外受阻的情況下，應注重保護其本土市場的需求空間，在相應的國外奢侈品進口政策上予以限制，鼓勵具有技術溢出效應的產(chǎn)品進口，增加高收入群體對于本土創(chuàng)新產(chǎn)品的消費需求，以有效防止因為收入不平等帶來的創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求外流，從創(chuàng)新產(chǎn)品的需求側為本土企業(yè)技術創(chuàng)新與升級提供相應的市場空間。（3）以內需質量的提升促進創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求與企業(yè)創(chuàng)新意愿。收入不平等抑制了居民整體的消費結構優(yōu)化和升級，創(chuàng)新產(chǎn)品的“潛在需求”無法有效釋放。在降低收入不平等的同時，政策應著重促進消費需求流向自主創(chuàng)新產(chǎn)品等高質量需求，為本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升形成良好的需求引導，從而拉動企業(yè)創(chuàng)新意愿，為實現(xiàn)高質量的“內循環(huán)”筑牢需求側基礎。