高质量发展阶段下技术创新对收入分配的影响

吴 鹏

（广东财经大学 金融学院，广东 广州 510320）

一、引 言

推动经济增长的源泉主要有要素投入和技术进步，因要素边际报酬递减，故技术进步成为经济增长的主要来源（Solow，1956）［1］。但伴随着经济的不断增长，收入分配差距也不断拉大。这意味着，推动经济长期稳定增长的原因可能也是缓和收入分配差距的关键。新阶段下，高质量发展与中国社会主要矛盾是相适应的，不平衡不充分的发展就是发展质量不高的直接体现。推动经济高质量发展必须着力解决收入分配问题，调整与优化国民收入分配格局，实现经济发展成果由全体人民共享。这将有利于激发各类生产要素特别是劳动力的积极性，扩大中等收入群体比重，缓和收入差距。然而，高质量发展新阶段下，如何兼顾增长与分配，在重视量的同时解决质的问题，在提升质的同时实现量的有效增长，这是关系到“双循环”新发展格局及中国崛起的关键性问题。

随着市场化和全球化的深度发展，中国各界逐渐意识到提升创新水平和能力以掌握关键核心技术，才能形成经济发展和收入提高的长效机制。党的十八大明确提出“创新驱动发展战略”，其包括两层含义：一是经济发展的驱动要依靠技术创新；二是创新的目的是驱动经济社会发展。改革开放以来，中国经济快速发展主要源于要素的低成本优势，而经济由高速发展向高质量发展转变，低成本优势逐渐消失，技术创新的不易模仿、高附加值等特点，促使经济向技术创新转换。同时，技术创新具有乘数效应，不仅可以直接转化为生产力，还可以通过技术渗透放大生产要素的生产率。因此，技术创新作为提高社会生产力和综合国力的战略支撑，必须将其摆在国家发展全局的核心位置。为此，中共中央、国务院出台《关于深化体制机制改革加快实施创新驱动发展战略的若干意见》，加快实施创新驱动发展战略，破除创新障碍，激发创新活力和创新潜力，促使其成为经济增长和收入提高的新引擎。

然而，技术创新成为驱动经济发展的重要方式，也将对收入分配及中等收入群体比重产生重要影响。技术创新因投入周期长、风险大、研发成本高等特点，一旦投入研发并成功，就会大幅度增加研发人员或高技能劳动者的报酬，拉大其与低技能劳动者的工资差距。而技术创新的运用和推广，将增加低技能劳动的需求，进而增加低技能劳动的工资收入。中国的收入分配差距仍居于高位，未来的发展将更加依靠技术创新，如何发挥技术创新的经济社会效益，能否在此过程中兼顾增长与分配，是直接关系到中国崛起的大问题。因此，深度挖掘技术创新投入与产出之间的内在逻辑关系，厘清技术创新投入与产出对收入分配及中等收入群体比重的传导机制和影响机理，以探究技术创新的收入分配效应，对当前及今后经济社会的长期稳定发展具有重要的理论价值和现实意义。

二、文献回顾

随着创新发展战略的提出，创新成为推动技术进步的重要方式，也是影响收入分配的重要途径（吴鹏等，2018）［2］。Zweimüller（2000）［3］、Jones &Kim（2017）［4］等研究技术创新与收入不均等的关系，但技术创新与收入不均等的关系究竟如何，仍存在较大分歧。如Krugman（1979）［5］发现技术创新扩大了收入不均等，安同良和千慧雄（2014）［6］发现技术创新与收入不均等呈“U”型关系，而Aghion等（2019）［7］则发现技术创新在一定程度上可起到缓和收入不平等的作用。

技术进步偏向性是技术创新影响收入不均等的重要途径之一，Acemoglu（1998［8］，2003［9］）引入异质性劳动力，构建内生增长模型，探析技术进步偏向性的内在机制及影响，从理论层面论证技术进步偏向性对收入不均等的作用机理。不同收入群体作为消费者具有异质性偏好，技术进步通过价格效应和市场规模效应影响收入分配差距。价格效应会刺激更加昂贵产品的技术创新，使技术进步偏向于更昂贵的稀缺要素；市场规模效应则鼓励更大市场规模的技术创新，使技术进步偏向于更丰富的要素。这两种效应的相对大小由要素替代弹性决定：若要素替代弹性小于1，稀缺要素的价格上升，价格效应比市场规模效应大，技术进步更偏向于稀缺要素，造成稀缺要素报酬与丰富要素报酬的差距变大，从而导致收入不平等程度加深；若要素替代弹性大于1，市场规模效应大于价格效应，技术进步更偏向于丰富要素，造成稀缺要素报酬与丰富要素报酬的差距变小，进而促使收入分配差距缩小（Acemoglu，2002［10］；Foellmi &Zweimüller，2006［11］）。

国际贸易和国际创新溢出也会使技术进步对高技能与低技能劳动的工资收入产生异质性影响（Grossman& Helpman，2018［12］）。高技能劳动者在新技术方面具有比较优势（Greenwood & Yorukoglu，1997［13］），在国际贸易和国际创新溢出效应下，新技术要运用到生产中，需要高技能劳动与之匹配，高技能劳动的需求增加（Krueger，1993）［14］，导致技能偏向型技术进步的就业替代效应，进而扩大收入不均等。实证文献发现，无论是发达国家还是发展中国家，技术进步增加了高技能劳动的需求，导致收入不平等程度进一步加深（董直庆等，2014［15］；姚毓春等，2014［12］；Grossman & Helpman，2016［12］）。

已有文献从技术进步偏向性、国际贸易和国际创新溢出等视角，考察技术创新对收入分配差距的影响。但已有相关研究并未考察技术创新投入与产出之间的关系，也并未探讨技术创新投入和产出对收入分配的异质性影响。鉴于此，本文引入技术创新投入与产出的关系，构建经济增长模型，系统厘清技术创新投入和产出对收入分配的作用机制，并利用中国的数据，实证检验技术创新投入和产出对收入分配及中等收入群体比重的异质性影响。

三、模型构建与分析

（一）模型设定

1.家庭

借鉴 Grossman & Helpman（1991）［17］和 Chu &Cozzi（2018）［18］的设定，引入异质性家庭，即每个家庭具有同质偏好、异质初始财富。家庭是一个单位连续统，即h∈[0,1]，每个家庭h的效用函数为：

其中：ρ为主观贴现率，且ρ＞ 0；ct(h)表示家庭h的消费。

每个家庭h的预算约束是其终生消费的贴现值等于其初始财富与终生可支配收入的现值之和。设定，在 0 时投资的一单位产品将在t时获得的数量为eR(t)，等价于在t时一单位产品的价值用0时的产出表示为e-R(t)。每个家庭h的预算约束为：

其中：a0(h)表示家庭h拥有初始财富的价值；rt表示实际利率；wt表示实际工资；χ∈ (0,1)表示工资收入的所得税率。

2.最终产品

完全竞争厂商投入中间产品，生产最终产品，中间产品是单位连续且可分区的。完全竞争厂商的生产函数为：

其中：xt(i)表示中间产品，i∈ [0,1]。

中间产品的需求函数为：

其中：pt(i)表示中间产品xt(i)的价格水平。

3.中间产品

单位连续的行业i∈[0,1]生产不同的中间产品，每个行业i都有一个垄断行业领导者，其拥有最新的技术创新且占领市场直到新的技术创新到来。借鉴 Grossman & Helpman（1991）［17］的质量阶梯模型，将行业i领导者的生产函数设定为：

其中：z表示每次质量提高的大小，且z＞1；n t(i)表示行业i质量提高的数量；lt(i)表示行业i雇佣的劳动量。

给定生产率水平zn t(i)，行业i领导者的边际成本对于垄断厂商来说，利润最大化价格是边际成本溢价，行业i领导者的利润最大化价格为：

其中，μ表示经济体对创新活动的溢价，且μ≤z，以保证厂商有动力进行新的创新活动。

4.技术创新

技术创新产出主要由技术创新投入决定，但技术创新投入又有不同的类型。本文从创新投入目的维度，将技术创新投入分为技术创新研发投入和技术创新运用投入。然而，因技术创新研发投入和运用投入对技术进步率和高低技能劳动力需求的要求不同，进而对技术创新产出的影响也可能存在明显差异。若技术创新投入以技术发明创造为主，意味着其主要是增加研发设备、资金及高技能劳动力的投入，这是原创性的技术创新，创新产出会相对较高；若技术创新投入以技术运用推广为主，意味着其主要是增加成熟的技术和低技能劳动力的投入，仅是大规模的生产应用，创新产出则相对较低。因此，本文设定技术创新投入与产出之间的函数关系为ϕ，技术创新函数为：

5.政府

经济体中，政府通过税收获得收入，将收入用于创新支出和非生产性支出。政府预算平衡条件为：

其中：Wt表示总工资；s表示政府对技术创新的补贴率；Gt表示非生产性支出，即Gt=γyt，γ表示政府的非生产性支出占总产出的比例。

（二）模型分析与影响机理

1.模型分析

依据标准动态最优原则，构建由式（1）和式（2）组成的拉格朗日函数，则欧拉等式为：

经济体的总产量由技术进步与劳动力决定，则总量生产函数为：

其中，Tt表示总技术进步水平，即Tt=Lt表 示 总 劳 动 量 ，即Lt=

依据式（4）—（6），行业领导者的总利润和总工资报酬分别为：

式（11）和式（12）表明，对于所有的中间产品i∈[0,1]，总利润和总工资报酬是相同的，即πt(i)=πt，Wt(i)=Wt。因此，技术创新产出在所有行业之间也是相同的。

经济处于平衡增长路径时，人均产出增长率由技术进步率唯一决定（Solow，1956）［1］。假设技术进步率为g，平衡增长路径上人均消费与人均产出的增长率相同，即由式（9）可知，r=g+ρ。t

因此，经济处于平衡增长路径时，产出、消费、利润、工资、总体技术进步的增长率均等于技术进步率。

2.影响机理

每个家庭的税后收入为It(h)=rtat(h)+(1-χ)wt，所有家庭的税后收入为It =rtat +(1-χ)wt，则家庭h的税后收入占总家庭税后收入的比例为：

经济体中有两种类型家庭，即高收入家庭H和低收入家庭L。高收入家庭既拥有工资收入，也拥有资本收入；而低收入家庭只有工资收入，没有资本收入。高收入家庭和低收入家庭的税后收入占总收入的份额分别为：

其中，δ表示高收入家庭的比例。

依据式（14）和式（15），收入分配差距可写成：

家庭h初始资本的比例为θa0(h)=a0(h)a0，分布函数服从均值为1、方差为常数，即σa＞0。相应地，家庭h税后收入占总收入比例θIt(h)的分布函数服从均值为1、方差为σI。方差可表示为：

因模型仅包含技术创新这一种形式的资产，且技术创新产出在所有行业间是相同的。设定技术创新产出等于资产价值，即因rt=ρ+g，故式（16）和式（17）又分别写成：

式（18）和式（19）表明，收入分配与技术创新产出正相关，而与技术创新投入的关系依赖于投入的类型。若技术创新投入以技术发明创造为主，技术创新产出增加，收入分配差距扩大；若技术创新投入以技术运用推广为主，技术创新产出下降，收入差距缩小。

据此，本文提出如下研究假说。

研究假说：技术创新投入和产出对收入分配的影响具有异质性，技术创新产出的影响为正，但技术创新投入的影响依赖于其投入的类型。若技术创新投入以发明创造为主，技术创新投入与产出正相关，收入差距扩大；若技术创新投入以运用推广为主，技术创新投入与产出负相关，收入分配差距缩小。

四、计量模型与数据说明

基于上文的模型分析，实证考察技术创新投入和产出对收入分配差距的异质性影响，探讨技术创新的收入分配效应，以验证研究假说。

（一）计量模型构建

上文分析表明，技术创新投入对收入差距的影响会受到投入与产出关系的影响，故在实证模型中引入技术创新投入与产出的交互项，检验技术创新投入和产出对收入分配差距的异质性影响，以深入探讨技术创新的收入分配效应。因此，本文的实证模型为：

其中：i表示地区；t表示时间；INEQit表示收入分配差距；RD_Oit表示技术创新产出；RD_Iit表示技术创新投入；RD_Oit×RD_Iit表示技术创新投入与产出的交互项，用于衡量不同类型技术创新投入通过创新产出对收入分配差距的影响；CVit表示一系列控制变量，主要包括家庭负担度、政府参与度和国际贸易；μi表示地区效应；μt表示时间效应；β和γi表示模型的系数估计值；υit表示模型的随机误差项，均值为零、方差为常数。

（二）变量说明与数据处理

本文的被解释变量为收入分配差距（INEQ），以最高20%收入组和最低20%收入组的可支配收入之比进行衡量。该指标越大，收入分配差距越大；反之，收入差距越小。另外，Foster & Wolfson（2010）［19］指出中等收入群体比重下降与收入分配两极化负相关，鉴于此，本文又检验了技术创新投入和产出对中等收入群体比重的影响，以进一步验证理论模型的预测。借鉴相对识别法中动态比例法的识别标准，以收入数据模拟收入分布函数，以收入中位数为基准，确定收入中位数75%和125%的水平为中等收入群体的上下限，进而测算中等收入群体比重（MID）。因计量模型实证分析需要时间的连续性，故本文利用国家统计局公布的居民收入等分数据，运用对数正态分布的参数估计法对中等收入群体比重进行测算。该指标越大，中等收入群体比重越高，收入分配差距越小；反之，中等收入群体比重越低，收入分配差距越大。

技术创新产出（RD_O）选用专利授权量的对数进行衡量，因专利授权量是经政府授权且给予专利号的有效专利量，故能更好地反映技术创新的产出水平。

技术创新投入（RD_I）采用研究与试验发展经费内部支出进行衡量。《中国科技统计年鉴》统计了按技术类型划分的技术交易额，包括技术服务、技术开发、技术转让、技术咨询四类，其中，技术开发交易额主要用于技术的研究和发明，而技术服务、技术转让、技术咨询主要用于技术的应用和推广。故以技术开发占技术交易额比例来衡量技术创新研发投入的比例，以技术服务、技术转让、技术咨询占技术交易额比例来衡量技术创新运用投入的比例。因此，技术创新研发投入（RD_IR）采用技术研发投入比例乘以技术创新经费投入进行衡量，技术创新运用投入（RD_IA）采用技术运用投入比例乘以技术创新经费投入进行衡量。

对于控制变量，家庭负担度（Edr）采用老人抚养比衡量；政府参与度（Gov）采用各地区政府财政支出占地区生产总值的比重进行衡量；国际贸易（Trade）用地区进出口贸易总额占GDP的比重进行衡量。

为保证数据的可获得性与可比性，本文将数据缺失严重的重庆市及港澳台地区剔除，选用中国2000—2018年30个省份的非平衡面板数据进行实证分析。以价值形式表示的数据均经以2000年为基期的消费价格指数平减，并对相关变量进行对数处理。数据主要来源于《新中国六十年统计资料汇编》《中国科技统计年鉴》《中国统计年鉴》以及各省份统计年鉴。本文选用STATA15 软件进行计量实证分析，主要变量的描述性统计见表1 所列。

表1 主要变量的描述性统计

五、实证结果及分析

针对理论部分的研究假说，先验证技术创新投入和产出对收入分配差距及中等收入群体比重的异质性影响，再探讨技术创新投入和产出的机制，最后对上述回归结果进行稳健性检验。所有模型均采用双向固定效应模型，并将标准误聚类在省一级，以缓解或消除可能存在的序列自相关与异方差。

（一）技术创新投入和产出对收入分配差距的影响

实证模型的估计结果见表2 所列。表2 显示，第（1）列仅考察技术创新产出对收入分配的影响，第（2）列和（3）列分别引入技术创新研发投入和技术创新运用投入，第（4）列和（5）列加入控制变量，第（6）列和（7）列分别针对第（4）列和（5）列的工具变量进行估计。

表2 技术创新投入和产出对收入分配的异质性影响

联合显著性检验均在1%的水平上显著，说明所有变量是联合显著的；个体效应检验均在1%的水平上拒绝原假设，说明模型存在显著的个体效应；Hausman检验均在1%的水平上拒绝“固定效应估计与随机效应估计不存在显著性差异”的原假设，说明模型应选择固定效应模型估计更为有效。为防止模型因遗漏变量或因果关系而导致内生性问题，本文采用Hausman-Wu 检验与DM 检验方法来检验模型是否存在内生性问题。固定效应模型下，Hausman-Wu检验与DM检验均在1%的水平上拒绝“普通最小二乘法估计量与工具变量法估计量均是一致”的原假设，意味着模型存在内生性问题，固定效应模型下的估计值不再是一致估计。对于内生性问题的处理，本文选择滞后期的技术创新研发投入、运用投入和技术进步率作为模型的工具变量，采用工具变量法估计模型。技术进步率（Tech）采用Solow（1956）的测算方法，以经济增长贡献中剔除劳动和资本要素贡献后剩余的那部分进行衡量。然而，工具变量估计下，Sargan检验均在1%的水平上无法拒绝“工具变量与误差项不相关”的原假设，意味着模型所选的工具变量是有效的、合理的。因此，下文就表2中第（6）列和（7）列的估计结果进行详尽的探讨。

（1）技术创新产出对收入分配的影响。不论是在技术创新研发投入还是在技术创新运用投入下，技术创新产出对收入分配差距的影响均为正，但前者不显著，而后者显著性水平为1%。无论技术创新投入类型如何，技术创新产出增加，造成收入差距拉大，但影响程度和显著性却表现出明显不同。技术创新产出增加，意味着高技能劳动和资本的需求增加、低技能劳动的需求下降，造成以高技能劳动收入和资本收入为主的群体收入水平提高，而以低技能劳动收入为主的群体收入水平下降，进而导致收入差距进一步扩大。

（2）技术创新投入对收入分配的影响。技术创新研发投入对收入分配差距的影响为正，不显著；而技术创新运用投入对收入分配差距的影响为负，显著性水平为1%。换言之，技术创新研发投入和运用投入对收入差距的影响存在异质性。技术创新研发投入包括创新经费投入和创新人员投入，其中，创新经费投入以仪器设备和科研经费等资本投入为主，创新人员以科技人员、技术人员及研究人员等为主。技术创新研发投入增加，意味着研发经费和人员投入增加，但因技术创新难度大、周期长、转化低，造成技术创新的产出量相对较低，进而导致其对收入差距的影响程度较小且不显著。而技术创新运用投入主要是将已成熟的技术创新进行运用和推广，而技术运用推广可更大程度上吸纳低技能劳动力，使低技能劳动的收入水平提高，进而起到缩小收入分配差距的作用。

（3）控制变量对收入差距的影响。家庭负担度对收入差距的影响为正，显著性水平为1%。这说明家庭负担度越大，家庭需要更多的收入维持基本生活水平，一定程度上造成收入分配差距扩大。目前，中国已步入人口老龄化阶段，老人抚养比越大，家庭负担度越高，不同群体间的收入分配差距扩大。政府参与度对收入差距的影响为正，显著性水平为1%。政府参与经济的方式主要是行政干预，一定程度上造成行政垄断、市场准入门槛过高等问题，使某些群体收益、某些群体受损，进而导致收入分配差距进一步拉大。国际贸易对收入差距的影响为正，显著性水平为1%。中国的资本与劳动为互补关系，价格效应占主导，提高国际贸易使技术进步的资本偏向性加深，进而导致收入分配差距恶化。

（二）技术创新投入和产出对中等收入群体比重的影响

中央财经领导小组第十三次会议中，习近平总书记强调：“扩大中等收入群体，关系全面建成小康社会目标的实现，是转方式调结构的必然要求，是维护社会和谐稳定、国家长治久安的必然要求。”“十四五”发展规划纲要再次指出：“实施扩大中等收入群体行动计划……不断提高中等收入群体比重。”为此，在高质量发展新阶段下，进一步分析技术创新投入和产出对中等收入群体比重的影响，从另一视角验证本文的研究假说。与上述实证分析类似，依次进行模型筛选、内生性问题处理，联合显著性检验、个体效应检验及Sargan检验等。模型估计结果见表3 所列，在此仍以表3 中第（6）列和（7）列的结果进行详尽的分析及解释。

表3 技术创新投入和产出对中等收入群体比重的异质性影响

（1）技术创新产出对中等收入群体比重的影响。不论技术创新研发投入还是技术创新运用投入，技术创新产出对中等收入群体比重的影响均为负，但影响程度和显著性存在明显不同。其中，技术创新研发投入下，技术创新产出对中等收入群体比重的影响程度较低，显著性水平为5%；技术创新运用投入下，技术创新产出对中等收入群体比重的影响程度较高，显著性水平为1%。这一结论与本文理论部分的预测一致，也与上述研究结论相吻合，在一定程度上也验证了Foster & Wolfson 关于收入差距与中等收入群体比重负相关的研究结论。技术创新产出增加，以高技能劳动和资本收入为主的高收入群体收入水平提高，进而造成中等收入群体比重下降。

（2）技术创新投入对中等收入群体比重的影响。技术创新研发投入对中等收入群体比重的影响为负，不显著；技术创新运用投入对中等收入群体比重的影响为正，显著性水平为1%。技术创新研发投入和运用投入对中等收入群体比重的影响也存在异质性，技术创新研发投入主要以科研人员和发明人员的投入为主，而这些人员属于高技能劳动。CHIP 数据显示，中国中等收入群体的职业类型以技术运用和服务为主，换言之，中国中等收入群体以低技能劳动为主，其属于技术创新运用投入。增加技术创新运用投入，即增加了低技能劳动投入，提高了其收入水平，进而起到扩大中等收入群体比重的作用。因此，技术创新研发投入增加，造成中等收入群体比重下降；而技术创新运用投入增加，引起中等收入群体比重上升。

（3）控制变量对中等收入群体比重的影响。家庭负担度对中等收入群体比重的影响显著为负，说明家庭负担越大，老年人口比重越大，中等收入群体比重下降。政府参与度对中等收入群体比重的影响为负且不显著，说明政府参与度缩小了中等收入群体比重，可能因市场经济体制下政府调节收入分配的作用被扭曲而导致。国际贸易对中等收入群体比重的影响显著为负，说明国际贸易缩小了中等收入群体比重。这些估计结果均支持了上文的估计结果，也反映出模型的实证结果具有较好的稳健性。

（三）技术创新投入和产出的机制探讨

接下来，本文进一步探讨技术创新投入和产出的机制。技术创新产出会因技术进步率的高低而存在明显差异：若技术进步率较高，技术创新的难度较大，技术创新产出也就较低；若技术进步率较低，技术创新的难度较小，技术创新产出就较高。也就是说，技术进步率与技术创新产出负相关。

理论分析表明，技术创新投入会因不同类型的投入而对技术创新产出产生不同的影响。本文主要探讨技术创新研发投入和运用投入，这两类技术创新投入对技术进步率和高低技能劳动力需求的要求不同，进而对技术创新产出的影响也可能存在明显差异。技术创新研发投入主要是增加研发设备、资金及高技能劳动力的投入，这是原创性的技术创新。既定的技术进步率下，增加技术创新研发投入，会促使技术创新产出增加。若技术进步率较高，增加技术创新研发投入，其产出以较小的幅度增加；若技术进步率较低，增加技术创新研发投入，其产出以较大的幅度增加。技术创新运用投入主要是增加成熟的技术和低技能劳动力的投入，仅是大规模的生产应用，增加运用投入，其创新产出也相对较低。若技术进步率较高，增加技术创新运用投入，其产出相对较低；若技术进步率较低，增加技术创新运用投入，其产出也相对较低。换言之，技术创新研发投入和运用投入通过技术进步率这一机制对技术创新产出发挥作用，这也是本部分机制检验需重点分析的内容。

基于上述分析，本文估计了技术创新研发投入、运用投入和技术进步率对技术创新产出的影响。为反映技术创新投入通过技术进步率这一机制对产出的影响，在估计时分别引入技术创新研发投入和运用投入与技术进步率的交互项，这也是本文机制探讨重点关注的估计值。机制检验的估计结果见表4所列，其中，第（1）列至第（3）列以专利授权量衡量技术创新产出，第（4）列至第（6）列以专利申请量衡量技术创新产出，一定程度上反映出机制分析的稳定性。

表4 技术创新投入和产出的机制探讨

表4 第（1）列和第（4）列的估计结果表明，技术创新投入对产出的影响显著为正，增加创新投入有助于创新产出的增加；技术进步率对技术创新产出的影响显著为负，说明现有的技术进步率越高，技术创新产出的难度也就越大，其创新产出也就越低。第（2）列和第（5）列的估计结果表明，技术创新研发投入对技术创新产出的影响为正，但不显著；技术创新研发投入与技术进步率的交互项对技术创新产出的影响也为正，显著性水平为5%。技术创新研发投入主要用于新技术的研究和发明，而现有的技术进步率下增加技术创新研发投入，将有助于技术创新产出的提高。第（3）列和第（6）列的估计结果表明，技术创新运用投入对技术创新产出的影响为正，显著性水平为1%；技术创新运用投入与技术进步率的交互项对技术创新产出的影响为负，显著性水平为5%。技术创新运用投入主要是现有技术的市场运用和推广，即现有技术的普及化和市场化，若在现有的技术进步率下增加技术创新运用投入，会促使现有技术进行生产实现市场化，但并不会促使新的技术创新产出的增加。

（四）稳健性检验

为检验模型是否具有较好的稳健性，将因变量或核心自变量换种测算方法，比较实证结果是否发生显著变化，结果见表5所列。本文以最高20%和最低40%的收入比与最高40%和最低40%的收入比衡量收入分配差距，结果为表5 中第（1）列至（4）列；而中等收入群体比重换成低收入群体比重和高收入群体比重，结果为表5中第（5）列至（8）列。

表5显示，技术创新产出对收入差距的影响为正，技术创新研发投入对收入差距的影响为正，而技术创新运用投入对收入差距的影响为负。这一估计结果与理论模型的预测相吻合，也与上文估计结果一致。同样，技术创新产出对低收入群体和高收入群体比重的影响为正，技术创新研发投入对低收入和高收入群体比重的影响为正，而技术创新运用投入对低收入和高收入群体比重的影响为负。这一实证结果也与上文的分析相吻合，其从另一侧面验证了技术创新投入和产出对收入分配差距的异质性影响。与基准结果相比，技术创新投入和产出对收入分配差距的影响并未发生实质性变化，说明本文所构建的模型具有较好的稳健性。

表5 模型的稳健性检验

续表5

六、结论与启示

本文将技术创新投入分为研发投入和运用投入，系统厘清技术创新两类投入与技术创新产出的关系，探讨了技术创新投入和产出对收入分配差距的作用机制，再利用中国省级面板数据，运用固定效应估计和工具变量估计，实证检验技术创新投入和产出对收入分配差距的异质性影响，以探究技术创新的收入分配效应。本文的研究结论主要有：第一，技术创新投入与产出的关系取决于技术创新投入的类型，若技术创新以发明创造为主，增加技术创新投入，可以促使技术创新产出增加，即技术创新投入与产出正相关；若技术创新以运用推广为主，增加技术创新投入，会造成技术创新产出下降，即技术创新投入与产出负相关。第二，技术创新投入和产出对收入分配的影响具有异质性，技术创新产出的影响为正，但技术创新投入的影响依赖于其投入的类型。若技术创新投入以发明创造为主，技术创新研发投入与收入差距正相关；若技术创新投入以运用推广为主，技术创新运用投入与收入差距负相关。第三，收入分配状况还会受到宏微观因素的影响，缓和收入不平等、扩大中等收入群体比重，不仅要关注家庭负担等微观因素的影响，还要关注政府参与、国际贸易等宏观因素的影响。鉴于此，本文提出在高质量发展新阶段下，不仅要关注技术创新的投入和产出，还要关注技术创新投入的类型是研发投入还是运用投入，更要关注不同类型的技术创新投入与产出的关系。只有这样，才能充分发挥技术创新的收入分配效应，从而实现在高质量发展的同时缩小收入分配差距。