康蕊 朱恒鵬

摘 要：本文探討了收入分配對醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展的影響，并闡釋了商業(yè)醫(yī)療保險的影響機制?；?013—2020 年美國51 個州和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，通過門檻效應模型和機制檢驗程序進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：（1）收入分配與醫(yī)藥創(chuàng)新之間存在著倒“N”型非線性的影響關系。（2）在收入分配影響醫(yī)藥創(chuàng)新的路徑中，商業(yè)醫(yī)療保險的發(fā)展是影響機制之一。（3）不同的收入水平對醫(yī)藥創(chuàng)新的作用不同，表現(xiàn)出門檻效應：過大的收入差距抑制醫(yī)藥創(chuàng)新，跨過第一個門檻后，適度的收入差距將該效應由負轉(zhuǎn)正；經(jīng)過第二個門檻后，收入差距過小也將對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生負面影響。這是由于收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響也存在著相似的兩個門檻。研究結(jié)論經(jīng)過內(nèi)生性分析和穩(wěn)健性檢驗后依然成立。研究結(jié)論可以為防止收入差距擴大、擴大中等收入群體比重以實現(xiàn)對商業(yè)醫(yī)療保險的購買，形成創(chuàng)新藥物的有效需求等政策制定提供證據(jù)支撐，對推進醫(yī)藥創(chuàng)新在我國的發(fā)展具有一定的啟示意義。

關鍵詞：收入差距；商業(yè)醫(yī)保；醫(yī)藥創(chuàng)新；門檻效應

一、引 言

不考慮壟斷等特權因素，收入差距反映一個地區(qū)在特定時期內(nèi)，因勞動者的要素稟賦和生產(chǎn)效率差異形成的收入分配差異。適度的收入差距是經(jīng)濟發(fā)展的自然結(jié)果，在擴大中等收入群體消費和促進消費升級方面具有十分積極的作用。升級后的消費需求又將進一步推動產(chǎn)品的創(chuàng)新研發(fā)和產(chǎn)業(yè)的升級換代，最終促進經(jīng)濟社會發(fā)展進步。在美國，不同群體間的收入分配、商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展和醫(yī)藥創(chuàng)新之間的緊密聯(lián)系是一個很好的例證。

2022 年，美國的基尼系數(shù)為0.488，收入最高的10%家庭年收入為21.6 萬美元，收入最低的10%家庭年收入為1.7 萬美元①。將一地區(qū)的居民按照收入進行五等分，收入最低的20%群體與收入最高的20%群體的平均收入之比更能體現(xiàn)收入差距水平，該指標的數(shù)值越小，說明該地區(qū)的不同收入水平群體間的收入差距越大。2021 年，這一指標在美國的平均水平約為13.3%，大多數(shù)州在12%的水平②。這樣的收入分配格局導致商業(yè)醫(yī)療保險的參保率在美國的不同收入群體之間的分布也存在差異性。將全體國民按照收入進行五等分，收入由低到高排序，五個組別的參保率分別是24.3%、43.9%、57.1%、67.5%、73.1%，如圖1 所示。也就是說，商業(yè)醫(yī)療保險的參保率隨收入的提升而增加，有效需求大多來自中高收入階層③。而根據(jù)楊修娜等（2023）對美國低收入、中等收入、高收入群體的比例（9.9：55.1：35.1）的測算結(jié)果可知，一定的收入差距水平能夠保證一定的中等收入群體比重，也由此可以看出，對商業(yè)醫(yī)療保險的主要貢獻來自于中高收入階層中的中等收入群體。

商業(yè)醫(yī)療保險每年約為1.2 萬億美元的醫(yī)療費用賠付支出，為美國醫(yī)藥的產(chǎn)出提供了強大的市場需求。2020 年，美國醫(yī)療費用支出中醫(yī)療保險占比約為74.6%，其中商業(yè)醫(yī)療保險支出占比約為33.9%，分別為政府醫(yī)療保險中老人醫(yī)療保險（Medicare）和醫(yī)療補助（Medicaid）份額的1.7 倍和2.3 倍。另一方面，美國的醫(yī)藥創(chuàng)新在全球處于領先地位，入選世界最具創(chuàng)新力公司榜單中的10 家生物醫(yī)藥領域公司全部來自美國④。從跨國制藥公司數(shù)量來看，世界排名前10 位的制藥公司中，有5 家來自美國，其中美國的輝瑞和默克公司分別位居第一和第二。從研發(fā)投入來看，彭博（Bloomberg）數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)顯示，美國642 家生物醫(yī)藥企業(yè)的研發(fā)（R & D）投入在2020 年共計約為4.8 萬億美元。研發(fā)強度排名世界前10 位的制藥企業(yè)中，有5 家來自美國，其中默克公司98 億歐元的研發(fā)投入排名最高（Guevara et al.，2019）。從創(chuàng)新藥物成果來看，美國的醫(yī)藥創(chuàng)新類專利約占全球的60%，1950 年至今獲批新藥最多的是來自美國的默克公司，已累計有56 個新藥獲得美國藥品食品監(jiān)督管理局（Food and Drug Administration，F(xiàn)DA）的認證（Mullard，2020）。如此高的藥物創(chuàng)新水平，其根源是中等收入群體龐大的新藥物需求以及商業(yè)醫(yī)療保險對中等收入群體所需的醫(yī)療產(chǎn)品的購買支付。但是，過大的收入差距也會帶來負面的社會影響，收入不平等將抑制居民消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級，低收入階層對創(chuàng)新產(chǎn)品難以形成有效需求，高收入階層的消費意愿的發(fā)展空間也不大，市場規(guī)模難以持續(xù)擴大導致企業(yè)的潛在利潤縮減，也就抑制了創(chuàng)新水平。在美國的一些地區(qū)，收入分配不平等加劇導致該地區(qū)居民的總體消費水平下降，高收入群體越來越富，但對于新藥的消費十分有限；中等收入群體的比重萎縮，創(chuàng)新型藥物無法通過向低收入階層普及來擴大市場規(guī)模，因此新藥較難普及。新研制藥物的市場狹小，無法有效激勵藥企增加創(chuàng)新投入。

我國的商業(yè)醫(yī)療保險和醫(yī)藥創(chuàng)新均有一定的發(fā)展空間，未來可借鑒美國經(jīng)驗探索如何補齊短板。在我國，醫(yī)療保險在醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)中的消費分為兩個主體，即政府主辦的社會醫(yī)療保險和企業(yè)主辦的商業(yè)醫(yī)療保險。基本醫(yī)療保險基本實現(xiàn)了全覆蓋，在促進社會公平、增進社會福利方面起到了至關重要的作用。但是，作為全民福利，“?；尽钡谋ｋU水平?jīng)Q定了保障能力是中低水平的，盡管能夠有效帶動整體醫(yī)藥市場規(guī)模的擴張，但對創(chuàng)新藥的購買支付十分有限。反觀商業(yè)醫(yī)療保險在我國的發(fā)展仍然較為薄弱。美國商業(yè)醫(yī)療保險參保率約為53%，年賠款與給付總額約為1.2 萬億美元①，而我國僅為10.2%、265.9 億美元②。商業(yè)醫(yī)療保險“高籌資、高賠付”的保險特征能夠滿足中高收入群體對高保障水平保險的多樣化需求。如前文所述，美國的發(fā)展經(jīng)驗表明。一定的收入差距水平下，以中等收入群體為主的中高收入群體拉高了商業(yè)醫(yī)療保險的參保率，能夠?qū)ΠY解決我國收入分配格局帶來的消費結(jié)構(gòu)變化尚未能夠帶動商業(yè)醫(yī)療保險的發(fā)展的問題。當前我國生物醫(yī)藥產(chǎn)品主要以仿制為主，在新藥研發(fā)等方面距離世界前沿水平仍有較大差距，根本原因在于社會醫(yī)療保險和個人支付未能形成強有力的保障，問題的解決同樣依賴于發(fā)展商業(yè)醫(yī)療保險以形成創(chuàng)新藥物購買力的經(jīng)驗。盡管從社會保障發(fā)展的歷史來看，中美兩國是兩種不同的社會保障與社會福利模式，美國醫(yī)療保險的發(fā)展歷史決定了商業(yè)醫(yī)療保險的市場規(guī)模優(yōu)勢。但從收入分配的當前發(fā)展水平來看，我國借鑒美國經(jīng)驗促進商業(yè)醫(yī)療保險和醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展也是可行的。從收入分配格局來看，我國的基尼系數(shù)（0.474）與美國（0.488）十分接近③。對標美國經(jīng)驗，我國已經(jīng)具備通過收入分配帶動商業(yè)醫(yī)療保險從而促進醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展的條件。但對比可以發(fā)現(xiàn)，擴大中等收入群體比重、鼓勵其參加商業(yè)醫(yī)療保險并刺激高精尖醫(yī)藥技術發(fā)展的積極效應并未得到釋放，這即是未來我國商業(yè)醫(yī)療保險和醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展的主要空間。美國發(fā)展經(jīng)驗還能給予一定的教訓警示，即收入差距過大不僅有悖社會公平，“富人越富、窮人越窮”還將對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生負面影響。當前，我國正處在社會加速變革的轉(zhuǎn)軌時期，收入分配秩序還未完全建立起來，共同富裕背景下應當警惕收入差距擴大的不利影響。未來應合理利用當前的社會收入分配格局，通過增加中等收入群體比重，來加快商業(yè)保險發(fā)展，助推醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展。為此，本文嘗試通過梳理美國居民收入分配推動商業(yè)醫(yī)保發(fā)展進而促進醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展的經(jīng)驗事實，以及收入差距過大導致需求抑制乃至醫(yī)藥創(chuàng)新被抑制的警示，為推動商業(yè)醫(yī)療保險和醫(yī)藥創(chuàng)新在我國的發(fā)展提供一些借鑒。

目前國內(nèi)外文獻對收入差距和醫(yī)藥創(chuàng)新之間關系的論證較少，將商業(yè)醫(yī)保作為影響機制的研究仍屬于空白。相較以往文獻，本文的主要貢獻包括三個方面：（1）將商業(yè)醫(yī)療保險作為收入分配影響醫(yī)藥創(chuàng)新的機制，對該假設的論證進一步豐富了有關收入不平等研究的理論意義，并且該分析以美國經(jīng)驗得失為鏡鑒，為促進商業(yè)醫(yī)療保險在我國的發(fā)展提供經(jīng)驗證據(jù)。（2）本文試圖從中等收入群體比重的角度切入，闡釋收入分配和醫(yī)藥創(chuàng)新之間的非線性關系，闡明了收入差距擴大帶來的負面效應，肯定中等收入群體的有效需求能夠促進產(chǎn)品創(chuàng)新的積極意義，為促進我國醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)領域的技術創(chuàng)新提供了突破口和路徑選擇依據(jù)。（3）本文運用門檻效應模型這一研究方法，較為精準地說明收入差距在何種水平上具有積極效應，跨過何種水平產(chǎn)生消極影響。運用這一研究方法所得結(jié)論，相較以往文獻的理論研究更具現(xiàn)實意義。

本文余下內(nèi)容的結(jié)構(gòu)安排是：第二部分是對國內(nèi)外文獻的梳理，根據(jù)理論分析提出本文的研究假設；第三部分介紹研究模型、數(shù)據(jù)和樣本、變量設置；第四部分是基準回歸、機制檢驗程序、門檻效應模型和穩(wěn)健性檢驗的計量分析結(jié)果；第五部分是結(jié)論與討論。

二、文獻回顧和研究假設

（一）國內(nèi)外文獻綜述

國內(nèi)外學界對收入分配和創(chuàng)新之間關系的研究在兩個方向都有涉及，既有文獻驗證了收入差距為因、創(chuàng)新為果，也有文獻證實了創(chuàng)新為因、收入差距為果。一方面，學界展開了創(chuàng)新對收入分配產(chǎn)生的影響的討論，這是本文主題的逆命題。在理論層面，最早由Robert（1988）、Romer（1990）等通過內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，將經(jīng)濟增長與收入差距歸結(jié)為內(nèi)生的技術進步所致，Acemoglu et al.（2018）通過美國微觀數(shù)據(jù)的估計模型進一步證明了該結(jié)論。另一方面，以Zweimüller（2000）的研究為開端，大量文獻驗證了美國社會的收入分配對產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，這與本文的研究主題較為相像。主流觀點認為，收入差距為產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生了強有力的激勵，收入分布決定了創(chuàng)新產(chǎn)品的需求結(jié)構(gòu)和需求內(nèi)容，進一步?jīng)Q定了技術創(chuàng)新的方向和速度（Foellmi et al.，2014；Boppart，2014；Matsuyama，2016）。Bertrand & Morse（2016）指出由于收入差距的存在，美國出現(xiàn)了中、低收入群體向高收入群體看齊的社會現(xiàn)象，這一群體會通過減少家庭儲蓄來提高消費水平，因而是有利于企業(yè)創(chuàng)新的。Zweimüller & Brunner（2005）則認為收入不平等帶來的“首嘗效應”和“模仿效應”創(chuàng)造了中高收入階層的有效需求從而激勵了企業(yè)的創(chuàng)新投入，但同時也會帶來“擠壓效應”制約中低收入階層的需求，市場規(guī)?？s減將不利于企業(yè)創(chuàng)新。然而，也有另一些學者認為美國的收入不平等將對全社會創(chuàng)新產(chǎn)生完全的不利影響，例如，F(xiàn)isher et al.（2015）認為美國收入不平等加劇了消費不平等，這對社會整體的消費結(jié)構(gòu)升級和創(chuàng)新能力的提升是不利的。Guellec & Paunov（2020）認為包括美國在內(nèi)的OECD 國家正面臨數(shù)字產(chǎn)品創(chuàng)新帶來的挑戰(zhàn)，“贏者通吃”式的收入不平等導致創(chuàng)新的風險加大，同時，這也將繼續(xù)加劇不平等。

收入分配影響創(chuàng)新的路徑在相關文獻中并不多見，原因在于傳統(tǒng)熊彼特式的經(jīng)濟增長模型中，一般假定消費者的偏好具有同質(zhì)性，消費者對新產(chǎn)品的需求與收入分配無關。近些年在此論點上有所突破的研究可分為以下兩類：第一，消費者需求，主要指消費規(guī)模?！靶枨笠聞?chuàng)新”的論斷最早由Schmookler（1966）提出。Comin（2021）從收入效應和相對價格效應出發(fā)討論需求如何影響技術進步。Aghion et al.（2016）的研究還發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新由市場利潤驅(qū)動，假設消費市場擴大，企業(yè)將獲得更多的潛在利潤以投入到更多的技術創(chuàng)新活動中，這些技術擴散也會隨著市場規(guī)模的擴大而加速。在行業(yè)對比中，Herrendorf & Valentinyi（2022）指出盡管在理論上，市場規(guī)模效應將使擴張性的服務業(yè)等部門獲得更多的創(chuàng)新資源，但經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中的實際卻是農(nóng)業(yè)、工業(yè)等萎縮性行業(yè)的技術進步率更高。第二，消費結(jié)構(gòu)。早期Zweimüller（2000）的研究即指出，當消費者有等級偏好時，技術進步才能由創(chuàng)新驅(qū)動。后續(xù)研究肯定了消費結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的影響（Cingano，2014）。從根本上來看，是因為收入分布決定了需求結(jié)構(gòu)，進而決定了產(chǎn)業(yè)發(fā)展和宏觀經(jīng)濟總量（Deaton，2016；Brinca，2020）。具體的，創(chuàng)新產(chǎn)品率先由高收入家庭的消費推動，再通過示范效應推廣到大眾市場（Jorgenson et al，2016）。綜上，學界對收入差距和創(chuàng)新之間的機制判斷聚焦在收入、消費的需求和結(jié)構(gòu)之上，但對于商業(yè)保險這一醫(yī)藥購買支付方的研究有待拓展。

具體到收入分配與保險發(fā)展的關系，無論是否針對美國的研究，學界的主要結(jié)論通常是對保險制度對縮小收入差距的積極社會影響的肯定（王延中等，2016；Causa et al.，2019；李實和朱夢冰，2023）。當然，也有文獻利用美國以外的數(shù)據(jù)論證了其消極影響，Ma et al.（2016）認為中國新農(nóng)合制度降低了農(nóng)村居民支出負擔，但加劇了收入不平等。近期，學界開始運用美國之外的數(shù)據(jù)研究保險參保對創(chuàng)新的影響，例如，Zhang & Nie（2021）發(fā)現(xiàn)中國的新農(nóng)合制度通過幫助低收入的農(nóng)村居民支付醫(yī)藥服務，有效刺激了醫(yī)藥市場發(fā)展，相關專利申請不斷增加。然而，很少有文獻專門討論美國商業(yè)保險的相關影響。

綜上所述，國內(nèi)外學界對收入分配和創(chuàng)新的研究已經(jīng)較為豐富。這為本文提供了理論研究基礎和實證研究方法上的參考。不過，現(xiàn)有研究中仍存在可繼續(xù)拓展的空間。首先，在收入差距影響創(chuàng)新發(fā)展的路徑研究中，“醫(yī)藥創(chuàng)新”這一研究對象仍不多見，并且鮮有文獻將醫(yī)療保險的購買與支付作為影響機制進行分析。其次，目前有關收入分配對創(chuàng)新影響的論證中，大多數(shù)文獻并未明確回答具體在怎樣的收入差距水平下，以及怎樣的影響機制下，能夠促進創(chuàng)新。第三，在收入差距的具體分析中，大多研究只關注到了消費分層、需求結(jié)構(gòu)等對創(chuàng)新帶來影響的表象上，而忽視了中等收入群體對技術水平較高的優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品的購買這一重要因素，因此，對何為創(chuàng)新產(chǎn)品市場規(guī)模擴展的抓手這一問題尚無明確的定論。

（二）理論分析與研究假設

基于現(xiàn)有文獻，本文對收入分配和醫(yī)藥創(chuàng)新之間的關系及商業(yè)醫(yī)療保險的影響機制論述如下：

1. 收入分配對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響。收入分配通過社會消費對社會各行業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，至于產(chǎn)生何種影響，依據(jù)社會不同收入水平和消費能力的群體間結(jié)構(gòu)而不同（Foellmi & Zweimüller，2017；安同良和千慧雄，2014）。在社會消費中，不同群體呈現(xiàn)出多樣化的特征。中等收入群體既有消費意愿也有消費能力，相較高收入群體而言消費傾向更高，消費的增長空間釋放的更多。盡管低收入群體的消費傾向比中等收入群體要更加凸顯，但囿于消費能力，在社會消費中的貢獻十分有限（許永兵，2022）。因此，即使收入差距較小，但社會整體收入偏低，也不利于社會消費的增加。而在系統(tǒng)總收入一定的情況下，第一，當收入差距保持在合理水平時，中等收入群體的規(guī)模和比重不斷擴大，消費擴容的主要力量擴充，社會總體需求增加。正如相關研究表明的，如果低收入人群中有20%成為中等收入群體，總消費會提高約8%；如果有50%成為中等收入群體，總消費將會提高21%左右（李實和楊修娜，2021）。且由于中等收入群體的消費潛力大，對創(chuàng)新型產(chǎn)品和服務的消費需求旺盛，因而具備促進消費升級的功能。正如Weinhold & Nair-Reichert（2009）指出的，中產(chǎn)階層比重越大，越有利于社會中的產(chǎn)品創(chuàng)新。低收入階層不能負擔起對非生活必需品的消費需求，而高收入階層則傾向于消費個性化定制的產(chǎn)品，只有中等收入階層是消費標準化的工業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品的主要力量。因此，中等收入群體在社會經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著十分重要的帶動消費與推動創(chuàng)新的作用（Murphy et al.，1989；李金昌等，2023）。在醫(yī)藥消費上亦如此，中等收入群體對創(chuàng)新藥物的需求和消費不斷增加，將對創(chuàng)新產(chǎn)品壟斷者的藥企產(chǎn)生通過高價格獲得更高的利潤的激勵，最終推動藥企增加研發(fā)投入。第二，當收入差距擴大時，中等收入群體減少，高收入群體和低收入群體的占比增加，居民向收入分配格局中部集聚的效應缺失，支付能力和支付意愿及其增長空間均不及“橄欖型”收入分配格局的情形，消費受到不利影響（Papadopoulos，2019），那么對創(chuàng)新也是不利的，此時創(chuàng)新藥物的市場規(guī)?？s小，企業(yè)的創(chuàng)新利潤減少，也就會相應的減少科研創(chuàng)新投入。第三，應注意的是，中等收入群體也不宜過大，否則說明居民收入過于平均化，此時過小的收入差距將損害經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新必需的競爭與活力。綜上所述，收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響經(jīng)歷了先降后升再降的過程，即倒“N”型曲線的走向。當收入差距較大時，高收入和低收入群體多，但中等收入群體比重過低，將對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響。隨著收入差距降低到一定合理水平，中等收入群體開始增多，對醫(yī)藥創(chuàng)新將產(chǎn)生積極的促進作用。收入差距繼續(xù)縮小，那么低水平的平均主義或中等收入群體過大的平均化難以帶動消費，進而對醫(yī)藥創(chuàng)新又回到消極影響。據(jù)此，本文提出研究假設：

H1：收入分配與醫(yī)藥創(chuàng)新之間存在非線性的倒“N”型影響關系，當收入差距較大時，將對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響。隨著收入差距降低到一定合理水平，對醫(yī)藥創(chuàng)新將產(chǎn)生積極的促進作用。收入差距進一步縮小時，對醫(yī)藥創(chuàng)新又回到消極影響。

2. 商業(yè)醫(yī)療保險的影響機制作用。

（1）收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響。從多數(shù)國家的社會保障體制看，商業(yè)醫(yī)療保險是社會醫(yī)療保險的補充，在政府已經(jīng)推出了?；镜纳鐣t(yī)療保險之后，商業(yè)醫(yī)療保險是“錦上添花”，通常消費標準更高因而對購買力有一定要求。收入不平等帶來了不同收入階層的劃分，進而形成了一定的消費結(jié)構(gòu)。從消費結(jié)構(gòu)來看，中等收入群體應是商業(yè)醫(yī)療保險的消費主力。這是因為，商業(yè)醫(yī)療保險屬于相對較高水平的消費品，對低收入群體的醫(yī)療保險需求和支付能力匹配度不高，中高收入群體的有效需求在此釋放（何文炯，2013；Catalina & Crystal，2021）。不過，高收入群體對商業(yè)醫(yī)療保險的消費水平距離其消費意愿上限的空間并不大，并且隨著收入差距的擴大，由于高收入群體希望通過減少消費增加儲蓄從而保住社會地位等原因，高收入群體的貢獻將一定程度上受限（Drechsel-Grau & Schmid，2014；紀園園和寧磊，2020）。由此看來，收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響亦是非線性的。在收入差距較大的情形下，收入階層分化嚴重，中等收入群體比重萎縮，處于收入分布頂端人群的收入增速較快，而底端和中端人群的收入增速較慢，無法帶動對商業(yè)醫(yī)療保險的消費。隨著收入差距擴大到一定水平，中等收入群體的比重和規(guī)模擴大，其對商業(yè)醫(yī)療保險的消費能夠為該行業(yè)發(fā)展提供強大且穩(wěn)定的保障，推動商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展。當收入差距繼續(xù)縮小時，中等收入群體過于平均化導致消費結(jié)構(gòu)較為單一，這對商業(yè)醫(yī)療保險的市場擴容是不利的。因此，收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展的影響也依據(jù)中等收入群體比重的變化而呈現(xiàn)出先降后升再降的倒“N”型發(fā)展趨勢。

（2）商業(yè)醫(yī)療保險對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響。Aoki et al.（2002）在Schmookler（1966）研究的基礎上，建立了一個基于邏輯恩格爾曲線的增長模型，進一步證明了“需求引致創(chuàng)新”的結(jié)論。Daron& Joshua（2004）將這一理論引入到醫(yī)藥行業(yè)的研究中，證明了市場規(guī)模擴大對新藥發(fā)明的積極影響。進一步的，市場規(guī)模擴大的本質(zhì)是保險等購買支付力量的不斷壯大，Blume-Kohout et al（. 2015）、Dubois et al.（2015）運用保險的外生沖擊模擬自然實驗充分證明了保險對醫(yī)藥創(chuàng)新的直接影響。創(chuàng)新藥物通常用于治療技術要求較高的“疑難雜癥”，研發(fā)投入大，回報期長，這就要求較高的支付水平，對應的則是商業(yè)醫(yī)療保險而非保基本的社會醫(yī)療保險。一言概之，商業(yè)醫(yī)療保險支持下的高水平藥物需求引致了該領域產(chǎn)品的創(chuàng)新。結(jié)合以上對“收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響”和“商業(yè)醫(yī)療保險對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響”的分析，本文提出研究假設：

H2：在收入差距影響醫(yī)藥創(chuàng)新的路徑中，商業(yè)醫(yī)療保險的發(fā)展是影響機制之一，并且收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展的影響也呈現(xiàn)出先降后升再降的倒“N”型發(fā)展趨勢。

3. 收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響在收入差距水平上存在門檻。如前所述，在不同的收入差距水平下，醫(yī)藥創(chuàng)新所受影響的方向不同，在這一倒“N”型曲線中，經(jīng)歷了先降后升再降的過程，即隨著中等收入群體過少—合理水平—過多且平均化或過少的變化，收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生抑制—促進—抑制的作用，收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響在收入差距水平上存在的門檻即為中等收入群體的比重增加或減少的門檻。具體的，收入差距水平較高時，對醫(yī)藥創(chuàng)新為負向影響；當收入差距水平降低、中等收入群體比重發(fā)展到合理水平時，此時經(jīng)過第一個門檻，跨過門檻后的影響為正向影響；隨著收入差距水平繼續(xù)降低，將經(jīng)過第二個門檻，中等收入群體比重開始縮減，影響也隨之轉(zhuǎn)為負向。不同地區(qū)在不同的收入差距水平的發(fā)展階段，有可能只經(jīng)歷了第一個門檻，亦有可能已經(jīng)經(jīng)歷了第二個門檻。本文運用美國的數(shù)據(jù)進行分析所得的門檻數(shù)量也有待驗證。據(jù)此，本文提出研究假設：

H3：收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響，在不同的收入差距水平上存在一個或兩個門檻。

同理，收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響在收入差距水平上也存在門檻。當收入差距水平較高時，對商業(yè)醫(yī)療保險為負向影響；當收入差距水平降低、中等收入群體比重發(fā)展到合理水平時，此時經(jīng)過第一個門檻，跨過門檻后的影響為正向影響；隨著收入差距水平繼續(xù)降低，將經(jīng)過第二個門檻，中等收入群體比重開始縮減，影響也轉(zhuǎn)成負向影響。據(jù)此，本文提出研究假設：

H4：收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響，在不同的收入差距水平上存在一個或兩個門檻。

三、研究設計

（一）模型設計

為了檢驗收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響，待檢驗模型設定為：

在商業(yè)醫(yī)療保險這一影響機制的檢驗程序中，參考Dell（2010）、江艇（2022）等對中介變量內(nèi)生性問題的處理方法，本文僅將通過實證檢驗證明收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響，而商業(yè)醫(yī)療保險和醫(yī)藥創(chuàng)新之間的因果關系在理論上比較直觀，先行文獻已進行了較為詳細的探討，故不再進行重復驗證。因此，待檢驗模型設定為：

進一步地，為了驗證在不同收入差距水平下，收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新、商業(yè)醫(yī)療保險產(chǎn)生的不同程度的影響，設定以下門檻效應模型：

假設存在一個門檻的情形：

假設存在兩個門檻的情形：

（二）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以美國的收入差距、商業(yè)醫(yī)療保險和醫(yī)藥創(chuàng)新作為研究對象，數(shù)據(jù)來源于Bloomberg 數(shù)據(jù)庫和美國網(wǎng)站公開數(shù)據(jù)，覆蓋50 個州和華盛頓哥倫比亞特區(qū)。其中，收入差距的數(shù)據(jù)來自美國圣路易斯聯(lián)邦儲備銀行（Federal Reserve Bank of St. Louis）網(wǎng)站，采用經(jīng)濟數(shù)據(jù)（Economic Data）類目中公布的“收入差距”（Income Inequity）指標，覆蓋51 個地區(qū)。商業(yè)醫(yī)療保險數(shù)據(jù)來自美國保險監(jiān)督委員會（National Association of Insurance Commissioners，NAIC）網(wǎng)站，該網(wǎng)站自2005 年開始發(fā)布《醫(yī)療保險年度數(shù)據(jù)統(tǒng)計集》（Statistical Complication of Annual Statement Information for HealthInsurance），本文在此報告中提取了醫(yī)療保險業(yè)務的賠付額。在Bloomberg 數(shù)據(jù)庫中，選取制藥生物科技和生命科學（Pharmaceuticals Biotechnology & Life Sciences）類企業(yè)的研發(fā)費用數(shù)據(jù)體現(xiàn)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，數(shù)據(jù)庫中共對640 家該類企業(yè)進行了統(tǒng)計。因最早的收入差距數(shù)據(jù)始于2013 年，商業(yè)保險公司賠付支出數(shù)據(jù)更新至2020 年，所以51 個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)的時間范圍為2013—2020 年。

（三）變量定義與描述

1. 收入差距。先行文獻中通常運用基尼系數(shù)或人口加權變異系數(shù)分解方法來考察一個地區(qū)或一個行業(yè)內(nèi)部的差距水平（劉學良等，2022；韓雷等，2023）。考慮到數(shù)據(jù)的公開程度，以及面板數(shù)據(jù)所需的橫截面寬度和時間范疇長度的適宜性，本文采用美國圣路易斯聯(lián)邦儲備銀行網(wǎng)站披露的美國各個縣的“Income Inequity”指標，該網(wǎng)站對這一指標的定義是：“將某一縣內(nèi)的人群按照收入五等分，收入最少的1/5 群體與收入最多1/5 群體的收入平均值之比”，將各州內(nèi)所有縣的收入差距值求中位數(shù)作為該州的收入差距值。比值越小，代表該縣居民間的收入差距越大，反之代表收入差距越小。為方便計算，在此取Income Inequity 指標的倒數(shù)代替原指標，即數(shù)值越大，代表該地區(qū)居民間的收入差距越大。

2. 醫(yī)藥創(chuàng)新。先行文獻中通常采用企業(yè)申請專利數(shù)量和R&D 投入作為醫(yī)藥創(chuàng)新的衡量指標（朱恒鵬，2006；姚東旻等，2017）。根據(jù)美國企業(yè)的數(shù)據(jù)可獲得性，本文采用藥企每年的研發(fā)投入進行指代。Bloomberg 數(shù)據(jù)庫對制藥行業(yè)（Pharmaceutical and Medicine Manufacturing）上市公司財報中的研發(fā)投入（Research & Development Expenses）進行了披露，變量構(gòu)造方法為各地區(qū)醫(yī)藥企業(yè)研發(fā)投入的加總。

3. 商業(yè)醫(yī)療保險。采用美國NAIC 的歷年《醫(yī)療保險年度數(shù)據(jù)統(tǒng)計集》中，各州商業(yè)醫(yī)療保險公司的醫(yī)保賠付額作為衡量商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展水平的指標。醫(yī)保賠付額的絕對值越大，代表商業(yè)保險發(fā)展水平越高。變量構(gòu)造方法為各地區(qū)各家商保公司的醫(yī)保賠付額的加總。

4. 控制變量。在有關企業(yè)創(chuàng)新的研究中，影響因素運用較多的包括該地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展水平、消費刺激、人力資本、稅收補貼等方面（劉秉鐮等，2013；方曉暉等，2023）。因此，本文選擇實際人均GDP 來反映來自社會經(jīng)濟發(fā)展總體背景的影響，人均個人消費支出、區(qū)域購買力平價反映消費、物價和支付水平對醫(yī)藥行業(yè)創(chuàng)新的影響，職工平均工資和教育培訓投入反映來自人力資本的影響，對醫(yī)藥企業(yè)的稅收補貼反映來自稅收補貼的影響。同時，考慮政府辦的社會醫(yī)療保險對醫(yī)療支出的賠付也將對醫(yī)藥領域的創(chuàng)新投入產(chǎn)生一定影響，因而選擇各地區(qū)社會醫(yī)療保險作為控制變量之一。如表1 所示。為避免異方差影響和量綱的影響，對醫(yī)藥創(chuàng)新投入額、商業(yè)醫(yī)療保險賠付額等變量進行對數(shù)化處理。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸與影響機制分析

1. 收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響。首先，對收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響進行檢驗。本文采用最小二乘法對面板數(shù)據(jù)模型進行經(jīng)驗估計，同時，根據(jù)Hausman 檢驗選擇固定效應模型，考慮到遺漏變量會給模型帶來錯誤的估計，對模型進行了遺漏變量檢驗，發(fā)現(xiàn)F 值均通過檢驗。在表2 中，第（1）列的回歸結(jié)果顯示，收入差距的系數(shù)為-1.148 6，并且在1%水平下顯著，表明收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新存在顯著影響。第（2）列在此基礎上加入了一系列控制變量；為控制隨時間和地區(qū)變化的不可觀測的影響。第（3）列還加入了時間和地區(qū)固定效應，結(jié)果表明，收入差距的系數(shù)分別為-1.000 0、-0.987 4，且均在1%水平下顯著。這部分證明了研究假設H1。至于影響方向的變化，需要下文中的門檻效應繼續(xù)進行檢驗。

2. 商業(yè)醫(yī)療保險的影響機制作用。如前所述，先行文獻已對商業(yè)醫(yī)療保險和醫(yī)藥創(chuàng)新之間的因果關系進行了詳細的論證。在此基礎上，本文僅對收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展的影響進行實證檢驗，回歸結(jié)果如表3 所示。模型（1）代表收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展影響的基準回歸結(jié)果，模型（2）中加入了控制變量和固定效應的影響。在模型（1）中，收入差距的系數(shù)為0.069 6，并且在10%水平下顯著。在模型（2）中，收入差距的系數(shù)為0.073 4，顯著水平不變。這表明收入差距的產(chǎn)生促進了商業(yè)醫(yī)療保險的發(fā)展，但影響方向的變化需要通過下面的門檻機制檢驗進行分析。結(jié)合前文商業(yè)醫(yī)療保險對醫(yī)藥創(chuàng)新的因果關系的論證，可以得到，在收入差距影響醫(yī)藥創(chuàng)新的路徑中，商業(yè)醫(yī)療保險的發(fā)展是影響機制之一。這與研究假設H2 一致。

（二）門檻效應回歸及分析

為進一步了解在不同的收入差距水平下收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新和商業(yè)醫(yī)療保險的影響，本文通過門檻效應模型對其具體影響進行進一步的實證檢驗。門檻效應模型分為兩個回歸，一是檢驗在不同的收入差距水平下，收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響（記為回歸Ⅰ）；二是檢驗在不同的收入差距水平下，收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響（記為回歸Ⅱ）?；貧w結(jié)果如表4 所示。在回歸Ⅰ中，在收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響中，雙重門檻檢驗中的P 值為0.000 0，表明拒絕原假設，即存在兩個門檻。兩個門檻值分別為5.707 1、5.844 5，即根據(jù)收入差距指數(shù)將不同地區(qū)分為三類：收入差距指數(shù)在5.707 1 以下的地區(qū)，介于5.707 1 和5.844 5 之間的地區(qū)，大于5.844 5 的地區(qū)。這說明，收入分配與醫(yī)藥創(chuàng)新之間存在著非線性倒“N”型的影響關系，進一步證明了研究假設H1，也證明了研究假設H3，得到了存在兩個門檻的具體值。在回歸Ⅱ中，門檻檢驗結(jié)果也表明存在兩個門檻。兩個門檻值分別為6.588 6、7.003 3，即根據(jù)收入差距指數(shù)將不同地區(qū)分為三類：收入差距指數(shù)在6.588 6以下的地區(qū)，介于6.588 6 和7.003 3 之間的地區(qū)，大于7.003 3 的地區(qū)。這說明，收入分配與商業(yè)醫(yī)療保險之間存在著非線性倒“N”型的影響關系，也證明了研究假設H4，得到了存在兩個門檻的具體值。

接著分別就回歸Ⅰ和回歸Ⅱ進行門檻回歸檢驗，結(jié)果如表5 所示。當收入差距指數(shù)低于5.707 1時，收入差距指數(shù)的回歸系數(shù)為-0.444 3，且在10%的水平下顯著，說明對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響；當收入差距指數(shù)介于5.707 1 和5.844 5 之間時，收入差距指數(shù)的回歸系數(shù)由負轉(zhuǎn)正，為0.649 9，且在1%的水平下顯著，說明一定的收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展轉(zhuǎn)向正向影響；但當收入差距指數(shù)大于5.844 5 時，收入差距的回歸系數(shù)由正轉(zhuǎn)負，為-0.452 7，且在5%的水平下顯著，說明對醫(yī)藥創(chuàng)新轉(zhuǎn)向負向影響。也就是說，收入差距與醫(yī)藥創(chuàng)新之間存在的非線性關系為倒“N”型曲線。并且，收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響受收入差距水平的影響。過大的收入差距仍會對醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生顯著的抑制作用；隨著收入差距降低到合理水平，其影響轉(zhuǎn)為促進作用；當收入差距水平降低到合理水平之下時，收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展將產(chǎn)生顯著的抑制作用。這與研究假設H1 一致。這一結(jié)果還能從醫(yī)藥創(chuàng)新的角度來確定收入差距的合理水平。收入最多的1/5 群體與收入最少的1/5 群體的收入平均值的倍數(shù)在5.707 1 和5.844 5 之間時，收入差距處于合理水平，收入分配能夠?qū)︶t(yī)藥創(chuàng)新起到積極的促進作用；當這一倍數(shù)小于5.707 1 或大于5.844 5 時，意味著收入差距過小或過大，將對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響。

門檻回歸Ⅱ列示了不同收入差距水平下收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響。當收入差距指數(shù)低于6.588 6 時，收入差距指數(shù)的回歸系數(shù)為-0.052 2，且在1%的水平下顯著，說明對商業(yè)醫(yī)療保險為負向影響；當收入差距指數(shù)介于6.588 6 和7.003 3 之間時，收入差距指數(shù)的回歸系數(shù)由負轉(zhuǎn)正，為0.008 9，且在1%的水平下顯著，說明一定的收入差距水平下，對商業(yè)醫(yī)療保險轉(zhuǎn)向正向影響；當收入差距指數(shù)大于7.003 3 時，收入差距的回歸系數(shù)由正轉(zhuǎn)負，為-0.045 5，且在1%的水平下顯著，說明對商業(yè)醫(yī)療保險轉(zhuǎn)向負向影響。也就是說，收入差距與商業(yè)醫(yī)療保險之間存在的非線性關系為倒“N”型曲線，并且，收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響受收入差距水平的影響。過大的收入差距會對商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展產(chǎn)生顯著的抑制作用；隨著收入差距降低到合理水平，轉(zhuǎn)為促進作用；當收入差距水平進一步降低時，收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險將重回負向影響。進一步驗證了研究假設H2。從門檻值來看，和回歸Ⅰ中的較為接近，兩條倒“N”型曲線基本為平行，回歸Ⅱ中的低門檻值和高門檻值分別大于回歸Ⅰ中對應的兩個門檻值，說明回歸Ⅱ中的曲線更早經(jīng)過兩個拐點，即收入差距下降先影響到商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展的走向，再波及到醫(yī)藥創(chuàng)新，這和前文論述的邏輯也是一致的。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 其他表征方法的檢驗。本文用“人均醫(yī)藥創(chuàng)新投入”代替基準回歸中的“醫(yī)藥創(chuàng)新投入”，代表被解釋變量醫(yī)藥創(chuàng)新。這里的“人均醫(yī)藥創(chuàng)新投入”指歷年各州醫(yī)藥企業(yè)創(chuàng)新投入總額與當?shù)厝丝诘谋戎担丝跀?shù)據(jù)來自美國經(jīng)濟分析局（Bureau of Economic Analysis，BEA）網(wǎng)站。采用新指標進行影響機制的實證檢驗，回歸結(jié)果如表6 所示。控制變量包括前文回歸中的各個控制變量。

解釋變量收入差距的系數(shù)符號和顯著性水平與基準回歸中的結(jié)果保持一致，沒有發(fā)生顯著變化，這反映了各變量之間較強的獨立性，模型對不同變量來說是穩(wěn)健的。因此，前文所得估計結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

2. 剔除部分樣本的檢驗。美國各地區(qū)的醫(yī)藥企業(yè)聚集程度不同，在醫(yī)藥企業(yè)數(shù)量多、規(guī)模大的地區(qū)，醫(yī)藥創(chuàng)新水平有可能更高，也就將一定程度上影響本文所得結(jié)論。為避免這一因素的干擾，本文采用剔除部分樣本的方式進行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)Bloomberg 數(shù)據(jù)庫對醫(yī)藥企業(yè)的統(tǒng)計，主要聚集在波士頓—劍橋地區(qū)、舊金山灣區(qū)、新澤西州、圣地亞哥市、華盛頓大都會區(qū)。因此，剔除了以上城市和地區(qū)所在的加利福尼亞州、馬里蘭州、馬薩諸賽州、新澤西州的樣本數(shù)據(jù)，進行門檻效應檢驗，結(jié)果如表7 所示。P 值均拒絕了原假設，即存在兩個門檻，與前文中全樣本條件下所得結(jié)論一致，且門檻值與前文結(jié)論一致。

同樣地，在得到門檻值的基礎上，進行門檻回歸，結(jié)果如表8 所示。在根據(jù)門檻值劃分的區(qū)間內(nèi)，因變量收入差距的系數(shù)符號和顯著性水平均與前文回歸結(jié)果保持一致，說明前文中所構(gòu)建模型及所得估計結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

3. 加入工具變量的檢驗。盡管本文采用帶有固定效應的閾值模型進行估計，在一定程度上控制影響醫(yī)藥創(chuàng)新的不隨時間變動或在短期內(nèi)不隨時間變動的因素，例如不同地區(qū)的自然資源、文化觀念等，但這一結(jié)果并不能嚴謹?shù)嘏袛嗍鞘杖氩罹嗟臄U大促進了醫(yī)藥創(chuàng)新的發(fā)展，還是醫(yī)藥創(chuàng)新擴大了收入差距，即可能存在反向因果的問題。因此，本文運用工具變量的兩步回歸法弱化內(nèi)生性問題。參考Chong et al.（2013）、李春濤等（2020）的實證研究策略，本文將與本地區(qū)接壤的各地區(qū)的收入差距指數(shù)的平均值作為該變量的工具變量。一方面，鄰近的地區(qū)通常具有相似的社會經(jīng)濟發(fā)展水平，收入差距水平相近，一地區(qū)的收入差距受所在區(qū)域普遍情況的影響，因而滿足工具變量的相關性條件。另一方面，由于商業(yè)醫(yī)療保險具有一定的地區(qū)分割性，鄰近地區(qū)的收入差距難以通過商業(yè)醫(yī)保影響本地的醫(yī)藥創(chuàng)新，因而滿足工具變量的外生性條件。

首先用收入差距指數(shù)的平均值對收入差距指數(shù)進行回歸，再將回歸的預測值生成新的自變量進行門檻效應回歸?；貧w結(jié)果如表9 所示。當收入差距水平較低時，收入差距擴大對醫(yī)藥創(chuàng)新為抑制作用，而當收入差距水平高于特定值時，可以對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的促進作用，但隨著收入差距的進一步加大，這一效應又重回負向影響。穩(wěn)健性檢驗中門檻效應模型的回歸結(jié)果與前文中結(jié)論一致，說明在考慮了可能存在的內(nèi)生性偏誤的條件下，前文的實證結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

4. 動態(tài)面板門檻效應模型的檢驗。參考既有研究中進一步解決面板門檻模型中的內(nèi)生性問題的做法（Kremer et al.，2013；邱櫟樺，2015），本文運用動態(tài)面板門檻效應模型（DPTEM），以識別非線性的因果關系和非對稱效應。動態(tài)面板門檻效應模型設定為：

表10 為動態(tài)面板門檻效應模型回歸結(jié)果。收入差距的門檻值為7.566 6，與表4 中門檻效應模型基準回歸的結(jié)果相近。在低區(qū)置和高區(qū)置內(nèi)，收入差距的回歸系數(shù)分別為-5.513 8、-4.719 0，證明隨著收入差距擴大，其對醫(yī)藥創(chuàng)新的負向影響不斷縮減。以上結(jié)論和基準回歸的結(jié)果較為一致。

五、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論與不足

本文以美國的收入差距、商業(yè)醫(yī)療保險和醫(yī)藥創(chuàng)新作為研究對象，通過理論和實證分析，驗證了一定水平的收入差距能夠促進商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展，進而助推醫(yī)藥創(chuàng)新，旨在能夠為我國商業(yè)醫(yī)療保險市場擴面和醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展提供經(jīng)驗借鑒。本文以2013—2020 年美國51 個州和地區(qū)為研究樣本，進行了影響機制程序檢驗和門檻效應模型檢驗，所得研究結(jié)論如下：

第一，收入差距與醫(yī)藥創(chuàng)新之間存在非線性關系為倒“N”型曲線，經(jīng)歷了先降后升再降的過程。當收入差距較大時，高收入和低收入群體多，但中等收入群體比重過低，將對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響。隨著收入差距降低到一定合理水平，中等收入群體開始增多，對醫(yī)藥創(chuàng)新將產(chǎn)生積極的促進作用。收入差距繼續(xù)縮小，那么低水平的平均主義或中等收入群體過大的平均化難以帶動消費，進而對醫(yī)藥創(chuàng)新又回到消極影響。

第二，在收入差距影響醫(yī)藥創(chuàng)新的路徑中，商業(yè)醫(yī)療保險的發(fā)展是影響機制之一，收入差距會通過商業(yè)醫(yī)療保險影響醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展，這主要由于收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響也呈倒“N”型曲線。在收入差距較大的情形下，收入階層分化嚴重，中等收入群體比重萎縮，處于收入分布頂端人群的收入增速較快，而底端和中端人群的收入增速較慢，無法帶動對商業(yè)醫(yī)療保險的消費。隨著收入差距縮小到一定水平，中等收入群體的比重和規(guī)模擴大，其對商業(yè)醫(yī)療保險的消費能夠為該行業(yè)發(fā)展提供強大且穩(wěn)定的保障，推動商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展。當收入差距繼續(xù)縮小時，中等收入群體過于平均化導致消費結(jié)構(gòu)較為單一，這對商業(yè)醫(yī)療保險的市場擴容是不利的。

第三，收入差距對醫(yī)藥創(chuàng)新的影響受收入差距水平的影響，表現(xiàn)為門檻效應。收入差距水平較高時，對醫(yī)藥創(chuàng)新為負向影響；當收入差距水平降低、中等收入群體比重發(fā)展到合理水平時，此時經(jīng)過第一個門檻，跨過門檻后的影響為正向影響；隨著收入差距水平繼續(xù)降低，將經(jīng)過第二個門檻，中等收入群體比重開始縮減，影響也轉(zhuǎn)成負向影響。收入最多的1/5 群體與收入最少的1/5 群體的收入平均值的倍數(shù)在5.707 1 和5.844 5 之間時，收入差距處于合理水平，收入分配能夠?qū)︶t(yī)藥創(chuàng)新起到積極的促進作用；當這一倍數(shù)小于5.707 1 或大于5.844 5 時，收入差距過小或過大，將對醫(yī)藥創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響。本文還驗證了收入差距對商業(yè)醫(yī)療保險的影響也存在著相似的兩個門檻，從門檻值來看，兩條倒“N”型曲線基本平行，商業(yè)醫(yī)療保險的曲線更早地經(jīng)過兩個拐點，即收入差距下降先影響到商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展的走向，再波及到醫(yī)藥創(chuàng)新。

當然，本文研究仍存在一些不足。本文的數(shù)據(jù)采集以行政單位意義上的州為單位，但事實上醫(yī)療保險受益人所購買的醫(yī)藥等未必全部來自本州或地區(qū)的醫(yī)藥企業(yè)，因而也可能影響其他州或地區(qū)甚至全國范圍的醫(yī)藥創(chuàng)新。該問題在進行粗略計算的基礎上，我們發(fā)現(xiàn)并不影響本文結(jié)論及研究意義。限于篇幅，本文未將這一影響加入實證研究中，該假設將在相關研究中進行計量估計。

（二）政策啟示

第一，以合理的收入分配格局推動醫(yī)藥創(chuàng)新，警惕收入差距過大的不利影響。從美國經(jīng)驗可知，合理的收入差距水平是刺激消費和促進消費升級的重要動力。當前我國正處于收入分配格局形成期，應抓住當前的收入分配格局為醫(yī)藥創(chuàng)新發(fā)展帶來的機遇。在實現(xiàn)共同富裕的大背景下，逐步縮小收入差距的進程中，我們應意識到醫(yī)藥創(chuàng)新應聚焦到釋放中等收入群體的有效需求之上。收入分配改革中的“提低”和“擴中”策略能夠有效地培育創(chuàng)新產(chǎn)品的市場規(guī)模，因而更有利于醫(yī)藥創(chuàng)新水平的提升。同時，參考美國經(jīng)驗可以看出，收入差距過大將導致中等收入群體規(guī)模萎縮，進而降低醫(yī)藥創(chuàng)新水平。當前我國和美國的收入差距水平較為接近，因此，我國應警惕收入差距擴大，規(guī)避由此對醫(yī)藥創(chuàng)新等方面帶來的消極影響。綜上，未來我國應合理調(diào)節(jié)過高收入，努力提高過低收入，最終形成合理有序的收入分配格局，并發(fā)揮居民收入提高對醫(yī)藥創(chuàng)新所帶來的需求擴大效應。

第二，鼓勵支持商業(yè)醫(yī)療保險發(fā)展，將商業(yè)醫(yī)療保險對中等收入群體的賠付作為醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的支撐。一定水平的收入差距能夠通過影響有效需求進而帶動產(chǎn)品創(chuàng)新，這一有效需求需要尋求必要的制度或機制實現(xiàn)，就醫(yī)藥行業(yè)而言，這一機制可以是商業(yè)保險制度。只有進一步發(fā)展壯大商業(yè)醫(yī)療保險市場，才能通過有效需求帶動醫(yī)藥創(chuàng)新。發(fā)展商業(yè)醫(yī)療保險的前提是合理劃分社保和商保的保障水平層次，商業(yè)醫(yī)療保險的定位應是保障社會醫(yī)療保險無法支付的醫(yī)藥需求。未來應著眼于社保之外的中等收入群體的多樣化、高水平的保險需求，商業(yè)保險公司應開發(fā)與消費升級相對應的、針對重特大疾病的保險產(chǎn)品，形成對創(chuàng)新藥物的有效需求。從“需求引致創(chuàng)新”的視角出發(fā)構(gòu)建商業(yè)醫(yī)療保險這一機制，還應以提高中等收入居民的支付能力與支付水平為抓手，才能擴展創(chuàng)新產(chǎn)品的市場規(guī)模。

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〔執(zhí)行編輯：劉自敏〕