標準化能否促進企業技術創新
——基于中國上市公司數據的實證研究

侯俊軍，潘惜惜

（湖南大學經濟與貿易學院，湖南長沙410082）

標準化能否促進企業技術創新
——基于中國上市公司數據的實證研究

侯俊軍，潘惜惜

（湖南大學經濟與貿易學院，湖南長沙410082）

本文從企業層面出發，在擴展知識生產函數的基礎上，利用2010～2013年277家上市公司的相關數據，實證分析標準化對企業技術創新的影響。分析結果表明：標準化對企業的技術創新有顯著促進作用，且根據行業的不同影響有所不同。對于高技術行業如通訊信息行業，標準對企業技術創新的促進作用較大；而對于一般傳統行業，標準對企業技術創新的促進作用較小。此外，標準對企業技術創新的影響存在時滯效應。

標準化；企業技術創新；企業專利授權數

一、引言

目前，標準化已經引起政府和社會方面的重視和關注，但標準化主體——企業卻沒有充分意識到標準化的作用，或者企業雖然有意識，但卻不知道如何實施標準化。究其原因，主要在于現有研究并沒有在經驗數據的基礎上明確表明標準化在企業中到底有何作用。在企業層面上，影響其技術創新的因素有很多，標準化就是眾多影響因素之一。已有研究表明在宏觀層面上標準化對技術創新具有顯著正向影響，但在微觀領域上并沒有事實數據證明標準化對技術創新的影響究竟是促進作用還是阻礙作用。本文試圖在大數據的基礎上進行實證研究，進一步探究這一問題。

關于標準化對技術創新影響的研究，不同的學者通過研究得出的結果也不盡相同，主要結論是：標準促進或阻礙技術創新。

標準化主要通過以下四個途徑促進技術創新：一是標準化有利于降低信息不對稱。Stoneman和Diederen（1994） 提出標準化有助于使“市場失靈”得到改善，“市場失靈”的原因可以來源于信息不對稱和外部性等。Jones和Hudson（1996）認為對于產品而言，標準化的程度與消費者對產品質量評價的偏差呈反向關系，所以標準化可以降低消費者購買中存在的“逆向選擇”。二是標準化可以加速技術擴散，縮短技術應用的時間。DIN和Gregory（2000）提出認為可以使技術創新和技術擴散之間的時間縮短，隨著技術變更速度越快，技術創新的速度也加快。邢素軍（2010）提出創新成果擴散作為創新成果的最后一個環節，其擴散方式有多種途徑，其中技術標準就是創新成果擴散的較好途徑之一。此外，Gregory（2000）也認為標準化縮短技了術擴散的時間，也有助于提高技術創新的收益。三是技術標準可以為企業創新提供平臺。楊武、高俊光和傅家驥（2006）提出標準不僅影響技術擴散路徑和時間，還決定著企業能否從技術創新中獲益，對技術創新具有基礎性作用。Kano（2000）認為標準的這種基礎性作用使得企業一旦建立起技術標準，就會為企業后續獨特的創新提供良好的平臺。吳偉（2007）認為標準化能夠引導研發方向，降低決策中的不確定性，是企業成功開發新產品的基礎。E.J. lversen（2000）通過研究在ICT世行中的全球技術標準環境，我們可以看出標準化是技術創新的內生要素，其設定條件是技術創新的條件。四是標準化可以降低企業成本。David（1987）對標準化在生產、產品等進行了一系列定義，認為這可以減少消費者與生產者、生產者與生產者之間的交易成本。同時，Adolphi和Kleinemeyer（1995）認為標準化不僅有助于企業通過學習曲線來降低生產成本，也可以加大了企業的規模經濟效益。

Temple、Witt和Spender（2004） 通過實證研究標準與技術創新關系的文章相對較少，得出的觀點差異也很大。標準化對技術創新的積極影響，國外學者Blind和Jungmittag（2004） 以英國數據和德國數據為基礎進行實證分析得以驗證。侯俊軍、王娟娟（2014）在區域層面上也實證檢驗了這一觀點。David（1985）提出最優技術成為標準會促進技術進步，而次有技術成為標準反而會阻礙技術的進步。因此，Hanseth（1996）認為標準的實施在一定程度上減少了企業創新戰略的選擇，限制了企業的創新能力。然而，在一些實證分析中，得出了相反的結論。陳長石和劉晨輝（2008）利用1995～2005年的數據分析出，在通信設備制造業中專利申請和標準供給數量呈負相關。

實證分析結論的不同可能是由于方法和數據上的不同造成的，實證分析多集中于國家和區域等宏觀層面，微觀層面的實證分析較少。標準化對企業行為的影響的研究的薄弱，將會給政府制定最優政策，企業選擇最優路徑造成麻煩。因此，在微觀—企業層面上，標準化對企業技術創新是否存在正向的影響。本文將嘗試對這一問題進行分析，以進一步完善標準化對技術創新影響的體系。

二、設定研究模型

知識生產函數的概念是Griliches在1979年首次提出，之后被眾多學者應用于技術創新領域的研究，同時也在原有函數的基礎上進行了相應的修改和擴展。知識生產函數相對于傳統的物質生產函數而言，主要區別是把技術創新作為一種新的特殊生產力，它是知識生產的成果。因此，知識生產函數表達式如下:

其中，Q是技術創新的產出成果，K和L分別代表研發投入中的研發資本投入和研發人員投入。按照Jaffe（1989）對知識生產函數模型的修訂和擴展，式（1）可以進一步寫為：

其中，A代表影響技術創新產出的其他相關因素。

從式（2）我們可以看出，知識生產函數的因變量和自變量可以分別表示為技術創新的產出和投入。因變量一般用專利和企業研發的新產品銷數量（Kochhar，David，1996）來表示，而自變量是由一系列復雜的因素組成。

根據之前的分析可以知道，標準化也是影響企業技術創新的重要因素，我們對式（2）加入標準化的影響后，企業技術創新的函數模型可以表示為：

其中，Q代表企業技術創新的產出，RDK和RDL分別表示為企業技術創新的研發資金投入和研發人員投入，STA代表企業標準化水平。

對（3）式兩邊取對數可得：

其中，i代表不同的企業，t代表不同的年份；δ代表此模型未包含的影響企業技術創新的其他因素；α、β、γ代表模型待估參數，ε表示誤差項。

二、實證檢驗過程

（一）變量選擇和數據來源

本文采用的數據來源于2010～2013年上市公司數據，共包括三個行業，即信息通信行業、機械行業和化工原材料行業，剔除ST企業、標準數小于5的上市公司和各指標數據缺失項，總共277家企業。

本文僅研究標準數大于5的上市公司的原因有兩點：一是要有較強的標準化意識或具有一定的影響力。對于標準數小于5的企業，一類是標準化意識不強，受政府部門的要求或建議，被動參與起草標準；另一類是能意識到標準化的重要性，但企業實力不夠，在參與起草標準的過程中起到的作用不大。二是數據處理上的合理性。當前中國上市公司中，一半以上的企業未參與過起草標準；在參與起草標準的上市公司中又有接近一半的企業參與起草的標準數小于5；這些標準數較小的企業在很多指標上的值都為零，這會造成后期數據處理上的不可用。因此，本文剔除標準數小于5的上市公司。下文就變量的選取和數據的來源做出解釋。

1.被解釋變量

（1）企業技術創新的產出。目前，對企業技術創新產出的衡量主要包括兩種方法：一是用企業的專利水平來衡量。侯俊軍（2013）就是用各地區專利申請數量衡量中國30個省份的技術創新產出。二是用公司研發新產品數量來衡量（Kochhar，David，1996）。由于企業起草的標準中是由許多專利組成，在研究標準化對企業技術創新影響時，企業的專利比企業開發新產品數量更能代表企業技術創新產出。本文采取企業授權的專利數代表企業技術創新產出；其值采取專利的授權數而非申請數，主要原因在于：一是專利申請數僅代表企業技術創新的努力程度，而非成果，專利授權數衡量的是企業技術創新本身。二是下文中作為被解釋變量的標準化水平采用的也是已經實行的標準。三是鑒于數據可得性。數據來源于萬方專利數據庫。

2.解釋變量

（1）標準化水平。盡管企業的標準化水平的衡量標準有很多，但鑒于企業的標準化人員，標準化投入資金，是否設立標準化機構等數據難以獲得，本文仍采用其他學者相同做法，用企業參與起草的標準存量衡量企業標準化水平。數據來源于工標網（http://www.csres.com/），經過作者整理而得。

（2）研發資本。企業研發費用的投入是流量指標，反映了企業本年度內實際研發資金的投入。但研發投入和物資資本一樣也會面臨折舊和貶值，它對企業技術創新的影響不僅反映在當期，也反映在之后的創新過程中。因此，參考其他學者的做法，本文也用永續盤存法測算企業研發資本存量。企業本期的資本存量用前一期資本存量和之前所有時期的研發投入現值和。即：

其中，RDKt和RDKt-1代表當期和滯后一期的研發資本存量；k是滯后期，μk是研發支出的貼現系數。δ是研發資本的折舊率。

通常假設平均滯后期是θ，因此，上式可以寫為：

其中，Et-θ是實際研發支出，需要通過θ和研發支出價格指數求出。

對于平均滯后期，之前學者一般假定為1，特別是對于時間跨度短的數據，表示為研發支出在1年后變為研發資本存量（Griliches，1980；吳彥斌，2006；白俊紅，2011）。

對于研發支出價格指數，參照徐偉民和朱平芳（2003）的方法，設計研發支出價格指數來消除價格影響，即RDpi=0.55CPI+0.45IFP。其中，CPI是消費價格指數，IFP是固定資產投資價格指數。之后用2009年不變價“研發支出價格指數”對研發費用進行平減。

對于折舊率δ，一般設定為15%，主要由于研發資本的更新比實物資本更新快（Gary，2004；白俊紅，2011）。本文也采用δ=15%的做法。

在假設研發資本存量的增長率和E的增長率相同時，基期研發資本存量可以寫為：

其中，RDKi0為基期研發資本存量，Ei0是基期實際研發支出，g是考察期內E的平均增長率。數據來源于上市公司年報整理而得。

（3）研發人員 （RDL）。企業研發人員的投入對技術創新有直接影響。本文采用企業技術人員的數量來衡量這一指標。數據來源上市公司年報整理。

3.控制變量

（1）企業規模 （TA）。從熊彼得提出創新理論后，企業規模就被認定是影響企業技術創新的重要因素。企業規模可以從影響企業的人力、物力和市場開辟前景來影響企業的技術創新。本文用企業總資產來衡量企業規模這一指標。

（2）行業特征 （IND）。不同行業的企業由于所處市場的競爭環境不同和產品的差異，其技術升級速度不盡相同，研發支出的規模也有差異。本文根據《上市公司行業分類指引》的規定，同時結合本文樣本的實際情況，把全部樣本分為3個虛擬變量。這三個行業分別是：IND1，當企業為通訊信息行業時，值為1，否則為0；IND2，當企業為機械行業時，值為1，否則為0；IND3，當企業為化工原材料行業時，值為1，否則為0。

（二）變量的描述性統計

在進行回歸分析之前，先對數據情況進行大致描述由表1可知。

從表1我們可以看出：①目前大多數企業更重視申請專利，而對起草標準的重視度不夠。專利（1nQ）的最大值是標準（1nSTA）最大值的2倍，而專利（1nQ）的均值也遠大于標準（1nSTA）的均值。所以無論是從最大值還是從均值來看，企業的專利數都大于標準數。②近年來，中國企業意識到技術創新的重要性，普遍加大了研發資金的投入，特別是小企業。樣本公司2010～2013年研發資本（1nRDK）的均值是13.4511，大于1995～2005年的研發資本均值9.431（張倩肖和馮根福，2007），研發資本（1nRDK）的標準差為1.6628，也小于1995～2005年的研發資本的標準差（張倩肖和馮根福，2007）。

表1　變量的描述性統計

（三）相關性分析

表2代表研究模型中變量的相關系數，根據相關系數符號可以看出企業起草標準數與專利授權數呈顯著正相關關系，這與研究前的預測一致，表明企業參與起草標準對企業的技術創新有促進作用。

同時還可以看出，企業研發資本和研發人員的投入都對企業的技術創新有正面影響，且數值相差不大，這表明企業參與起草的標準數和企業研發資本和人員一樣也是影響技術創新的重要因素。表中企業研發資本和人員與企業規模的相關系數相對較高且為正相關，表明大企業在研發資本和人員的投入上的優勢要明顯大于小企業，更有利于技術創新。

表2　相關系數矩陣

（四）回歸分析

本文采用的是2010～2013年上市公司數據，此數據屬于靜態短面板數據。本文采取對數據取對數的形式來消除面板數據的異方差性。模型1考察了全部樣本上市公司數據整體上參與起草的標準數對企業技術創新的影響。模型2中加入了行業虛擬變量，為了避免虛擬變量陷阱，此模型在有截距的情況下，引入兩個虛擬變量。模型3、模型4、模型5分別研究信息通信行業、機械行業和化工原材料行業的技術創新。模型6和模型7則加入了企業起草標準存量的滯后項，分別為滯后一期和滯后二期。

由表3的結果我們可以看出，各模型擬合優度較高，分別為0.5259、0.5646、0.6192、0.7285、0.5623、0.7731和0.7761，且F統計量的顯著性水平也很高，均達到了0.0000，這說明此模型取得了較好的擬合效果。在模型2中，上市公司參與起草的標準數對企業技術創新的貢獻系數是0.15，表示上市公司參與起草的標準數每增加一個單位，企業授權專利數將會隨之增加0.15個單位，上市公司的標準化水平對企業技術創新有顯著的正向促進作用。同時，企業規模前的系數在其中5個數模型中為負數，而InTA2的系數為負值，且都呈現出1%的顯著性水平。這說明企業技術創新與企業規模之間的關系并不僅僅是單調關系，而是呈“U”形關系。較小的企業在成長初期為了能在行業中生存下去，逼迫自己進行技術創新，而規模較大的企業物力和人力資源雄厚，同時為了保持行業領導者地位，也積極地進行技術創新（Kleinkneht，1989）。

模型1中，在不區分樣本中行業差別的情況下，STA、RDK、RDL前的系數分別為0.1641、0.1592和0.3569，且顯著性水平都在1%。這說明，上市公司的標準水平整體上對企業技術創新有顯著的正向影響，企業起草標準數每增加一個百分點，企業技術創新水平將會提高0.16個百分點。同時，企業的研發資本存量和研發人員數都對企業的技術創新有正向促進作用。其中，企業標準化水平和企業研發資本存量對企業技術創新的影響相差不大，而企業研發人員的投入對技術創新的影響較大。這說明，近年來隨著中國企業對技術創新的重視程度加深，加大了研發資本的投入，但由于人才培養需要相當長的時間，適應當前形勢的高科技人才尤為稀缺。

模型2中，加入了行業虛擬變量，其他變量的系數和模型1相比，變化不大。代表通信信息行業和機械行業虛擬變量前的系數分別為0.1402和-0.6216，這說明處于高技術產業領域的信息通訊行業企業技術創新水平明顯高于機械行業和化工原材料行業，這符合研究前的預測。在通信信息領域中，技術創新升級快，周期短，對技術創新尤為重視，企業要想在行業中生存下去，既不能忽視對技術創新的投入。

模型3、模型4、模型5分別考察了在信息通信行業、機械行業和化工原材料行業中技術創新投入對技術創新產出的影響，模型中STA前的系數分別為0.4571、0.1460和0.0463，且顯著性水平都在5%以下。在通訊信息行業中STA前的系數大于其他兩個行業，說明此行業標準化水平對企業技術創新的影響較高。在三個行業中，RDL前的系數都大于RDK前的系數，這與之前兩個模型一致，在各行業中仍存在高技術人才稀缺的現象。同時注意到，僅有通訊信息行業RDK前的系數為-0.1542，是一個負值。這說明在通訊信息行業中，研發資本的投入已經達到相對飽和，對高科技人才的缺失尤為嚴重。

表3　面板數據回歸分析結果

模型6、模型7主要驗證標準化水平對企業技術創新是否存在滯后效應。模型6中，中國上市公司標準化水平和滯后一期的標準化水平對企業技術創新的貢獻水平分別為0.1614和0.1133，顯著性水平均達到了1%，且調整后的擬合優度也達到了0.7753，高于模型2中的擬合優度。這說明，引入滯后一期的標準化存量后模型擬合效果更好，且滯后一期的標準化水平對技術創新的影響小于當期的影響。因此，中國上市公司標準化水平對技術創新存在滯后一期的影響。在模型7中，進一步引進滯后兩期的標準存量，系數為0.0149，沒有通過顯著性檢驗。所以，中國上市公司標準化水平對技術創新的影響不存在滯后兩期的效應。

四、結論和政策建議

通過前文的實證分析，我們在微觀層面證明了標準化水平對企業技術創新的正向影響作用，且促進作用的發揮具有時間滯后效應。結合其他學者分析，我們知道標準化水平在國家和區域層面都顯著地促進技術創新。因此，企業堅持標準化戰略能為企業贏取競爭優勢，占領先機。以下結合中國企業標準化現狀提出針對性的政策建議。

（一）加強對企業標準化戰略的重視，提高企業參與標準化建設的積極性

上文實證分析明確表明在企業層面上，標準化對技術創新的影響是正向顯著的，但總體來看中國企業開展標準化戰略的進程較為緩慢。一是企業設立專門標準化機構較少，大部分標準化人員是聘請和兼職形式，人員流動性較大。二是企業雖然加大了技術創新的資金投入，但針對標準化的資金投入較少，企業標準化人員很慢開展管理工作和搜集市場信息，從而使很多企業的標準化工作形式大于實際。因此，標準化工作的開展應首先從對標準化戰略的重視開始，這樣才能從實際上推行標準化工作。

標準化影響企業技術創新的程度因行業的不同存在差異，上文中通訊信息行業的促進作用明顯高于其他行業，這說明越重視技術創新的產業，標準化的影響越大。目前中國現行標準主要以政府為主導，呈現標準提供的“一元結構”，導致社會和市場的作用沒有有效發揮，制約了標準的有效供給，這就需要廣大企業發揮作用，多參與標準化的建設活動。因此，各個行業要充分認清行業特點和行業趨勢，積極的參與標準制定，特別是國際標準的制定的活動中。

（二）強化企業的標準化意識，注重企業內部標準化人才的培養

當今，政府越來越重視標準化戰略，但企業卻對標準化信念不足。原因主要在于以下兩點：一是對標準了解不夠；二是對標準的效益認識不夠。本文研究明確給出在企業技術創新中，標準化有正向顯著影響。這在一定程度上，解決了企業對標準化效益認識不夠的問題，讓企業充分重視標準化的作用，積極開展標準化工作。企業要實施標準化，必然需要靠專業的標準化人才去實現。從上章的實證研究中可以發現，標準化對企業術創新的影響出現一定時間的滯后，這種現象的出現可能是由于中國企業經營者的標準化意識淡薄和標準化人才的缺失。因此，中國企業的管理人員要從根本上意識到企業標準化的重要性，轉變觀念，用標準化的技術管理企業，逐步改善企業管理中的人為性，使標準化在企業管理中真正發揮作用。

鑒于此，應開展標準化學科建設。以各類學校、特別是高等院校作為標準化學科建設的主體，重點提升標準化科學技術在學術領域的影響力，推動標準化理論體系和專門方法的形成。

（三）優化企業創新投入的資源配置，促進標準化發揮作用

從前文的實證可以看出，整體上企業標準化水平、資本存量和研發人員都對企業的技術創新有正向影響，其中研發人員的投入對企業技術創新的影響最大。之后，分為三個行業檢驗的結果表明，只有通信技術行業研發資本的投入對企業技術創新的影響不再是正向而是反向。這表明在通信技術行業的研發資金投入較多，達到了飽和狀態，但研發人員的數量和質量跟不上，從而造成資金上的資源浪費。研發人員的缺乏勢必會對標準化發揮促進作用產生影響。因此，我們可以采取以下措施，一是政府可以采取一些激勵措施，完善該科技人才福利保障制度，以吸引行業高科技人才。二是與研發人員數量上相比，研發人員的質量對企業的技術創新更為重要。這就需要政府加大對高等教育的投入，注重理論與實際的結合。

同時，我們還可以看出在機械行業和化工原材料行業中，研發資本的投入對技術創新的正向影響是非常明顯的。因此，我們也不能忽略資本投入，要結合行業特點協調搭配資源，以更好的促進標準化作用的發揮。

（四）標準發揮作用不僅在于企業內部，還需要企業外部良好的環境

標準化對技術創新的影響效果，企業層面小于區域層面，而區域層面小于國家層面，這表明標準發揮作用不僅需要企業內部的重視和改革，還需要一個較好的環境，這樣內外結合，促進標準化效用的發揮。這需要政府全國范圍內提高標準化的地位，完善標準化的體系，特別要重視調動企業參與起草標準的積極性。目前，中國的標準化管理體制是“統一管理與分工、分級管理相結合”，國家標準化委員會和行業的主管部門在行政系統上是平行的，這種管理制度很容易造成分工責任實現難，也給企業參與到標準化起草中造成了一定的阻力。

因此，一是突出國標委在標準化領域的權威地位，詳細制定各部門的工作內容和職責，加強區域、行業和部門間標準化的協調發展，制定、修改和淘汰標準，從而為標準化發揮作用營造良好的社會環境。二是給企業一定的獎勵，刺激其參與標準化起草的積極性，加大專利到標準的轉化率。

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（責任編輯：周小紅）

Can Standardization Promote Enterprises'Technological Innovation—An Empirical Study Based on the Data of China Listed Companies

HOU Jun-jun，PAN Xi-xi
（School ofEconomics and Trade，Hunan University，Changsha，Hunan 410082）

Based on the extended production function，using the data of 277 listed companies from 2010 to 2013，and from the enterprise level，this paper analyses that the standardization promotes the enterprise technology innovation.The results show that：the standardization promotes the company's technical innovation significantly and the influence varies depending on the industry. Standards play a greater role in a high-tech industry，such as the communications and information industry.For general traditional industries，the effect of it is small.In addition，there is a lag effect on the impact.

standardization；enterprise technology innovation；enterprise patent authorization number

F273.1；F279.23

A

1008-2107（2016）04-0037-07

2016－06－28

國家社科基金項目“基于標準競爭優勢的中國貿易投資大國發展戰略研究”（11BJL050）

侯俊軍（1974—），男，湖南長沙人，湖南大學經濟與貿易學院教授，博士，主要從事標準化與技術進步方面的研究；潘惜惜（1990—），女，安徽人，湖南大學經濟與貿易學院碩士研究生。