供給側改革視角下的團體標準生產率效應
——基于“浙江制造”的微觀證據

金陳飛，林志明，吳 寶，，余繼文

（1.浙江省新型重點專業智庫浙江工業大學中國中小企業研究院，浙江杭州 310023；2.浙江建工設備安裝有限公司，浙江杭州 310000；3.浙江工業大學管理學院，浙江杭州 310023）

供給側結構性改革的關鍵在于創新高質量的制度供給，作為制度組成部分的標準對于供給側結構性改革具有重要作用。加強標準體系建設，以先進標準倒逼制造業轉型升級，也順應了黨的十九大報告提出的提高全要素生產率進而推動經濟高質量發展的要求。發展團體標準正是增加標準有效供給、完善標準體系的關鍵環節。2015 年，國務院《深化標準化工作改革方案》和《中國制造2025》相繼出臺，前者明確提出培育發展團體標準，完善標準供給結構；后者要求提升標準的技術水平和國際化水平，助力中國制造升級；2018 年，新修訂的《中華人民共和國標準化法》肯定了團體標準的法律地位及其創新驅動的關鍵作用。截至2019 年底，全國標準信息公共服務平臺的數據顯示，我國標準總量較2015 年增加56 937 項，年均增長率約11.91%，其中，團體標準新增12 287 項，年均增長率達215.5%，團體標準占比也從2015 年的0.12%增加到2019 年的7.82%。那么，在如此大規模團體標準供給的背景下，團體標準在實際情況中是否有利于企業全要素生產率提升，帶動地方經濟轉型升級，這是一個值得探討的現實問題。

理論上，標準對全要素生產率存在兩方面影響。一方面，標準往往意味著相應行業特定技術規范的確立，形成技術壁壘，限制企業的多樣化創新，對企業全要素生產率產生抑制效應［1-2］。另一方面，標準可以降低創新風險，減少交易成本，形成規模經濟效率，并通過技術擴散對企業全要素生產率產生提升效應［3-5］。鑒于團體標準用于滿足市場和創新需求的法律定位，及其開放、公開、透明、協商一致、促進貿易和交流的特征［6］，團體標準對企業全要素生產率的影響存在一定的差異，有待于進一步理論梳理和經驗檢驗。本文嘗試在新要素供給的理論框架下，以標準供給側結構性改革為切入點，從微觀企業層面系統考察團體標準對企業全要素生產率的影響與作用機制，為“以先進標準引領高質量發展”提供經驗證據。

1 文獻回顧

早期研究主要關注標準對宏觀經濟增長和生產率的促進作用。標準經濟學的觀點認為，標準是各種經濟活動的重要基礎設施［7］。標準與經濟增長的理論模型可以追溯到Jungmittag 等［8］提出的基于標準的內生增長模型，將標準作為一種投入品引入Cobb-Douglas 函數。在此基礎上，英國DTI［9］于2005 年首次量化了標準的經濟貢獻，標準對英國生產率增長的彈性約為0.05；法國AFNOR［10］測算得到，標準對法國全要素生產率增長的彈性約為0.12。對于中國的情形，于欣麗［11］以及趙樹寬等［12］測算的標準對中國經濟的貢獻率分別為0.79%和0.229%。這些文獻均基于標準存量來考察其對宏觀經濟增長或生產率的影響。

針對標準顯著的外部性，文獻逐步考慮到標準的知識和技術溢出效應，重新評估標準對技術進步的影響。Tassey［3］指出，標準具有典型的公共品特征，可以帶來顯著的技術外溢效應。張肇中等［13］將進口國技術標準規制視為外生政策納入理論框架，驗證了進口國技術標準引致微觀企業技術創新的效應，而并非只是單純的非關稅壁壘。程虹等［14］實證評估發現，國際標準影響企業全要素生產率的平均處理效應達13.7%以上。楊蕙馨等［15］研究發現，標準技術外溢不僅對模仿者產生影響，而且存在顯著的競爭性擴散效應。也有文獻指出，由于網絡效應的存在，對標準采用的風險規避會抑制標準的擴散速度［16］。

值得注意的是，中國國家標準化委員會界定團體標準是“由團體按照自行規定的標準制定程度制定并發布，供團體成員或社會自愿采用的標準”，明確了其準公共產品的屬性。方放等［17］就強調，政府制定團體標準發展戰略的目的在于引導團體標準與國際標準相適應、與公共利益相適應，需要通過政府主導型元治理對團體標準制定進行規范、引導、合作與協調。曹虹劍等［18］基于產業層面的研究發現，具備公共品性質的產業標準可以減少潛在競爭者的進入壁壘與退出障礙，對全要素生產率具有顯著正向影響。部分文獻也認為，團體標準是中國標準化改革的未來，是高質量發展的動力引擎。Funk 等［19］基于半導體行業案例的研究發現，產品和生產中的開放標準(Open Standards)降低了中間品投入的交易成本，縮小了企業資源整合的行動范圍，進而促進垂直專業新企業的進入，提升模塊化的創新效率。另外，將專利納入標準是技術成果轉化的重要路徑，技術聯盟或產業聯盟等社會組織都有積極意圖將專利寫入標準［20］。《國家標準化體系建設發展規劃(2016—2020 年)》鼓勵企業和社會組織將擁有自主知識產權的關鍵技術納入企業標準或團體標準，以促進企業技術創新和產業發展。張勇等［21］嘗試構建“專利-團體專利-團體標準”的新型技術轉化路徑，進一步促進團體標準質量的提高，為技術創新提供支撐與動力。

綜上所述，現有研究仍存在以下不足：第一，現有研究一般都以標準存量和標準化的角度，實證檢驗對全要素生產率的影響，鮮有研究從供給角度討論團體標準對企業全要素生產率的作用。標準存量和標準供給具有本質的差別，標準存量可以作為一種投入要素，納入生產函數進行評估；但標準供給更多的體現為外生的公共品供給。第二，專門針對團體標準的研究為數不多，主要圍繞團體標準建設的戰略意義等進行闡述，從微觀企業層面研究團體標準對全要素生產率的文獻更為缺乏。基于此，本文以“浙江制造”團體標準體系建設為研究對象，檢驗團體標準對企業全要素生產率的影響。

2 研究設計

2.1 理論假設

在Ciccone 等［22］與張平等［23］的新要素供給理論框架下，本文將團體標準供給視為知識生產部門的創新活動，通過外溢到通用技術部門，提高其技術進步水平，完成基于中間品生產到最終產品生產的橫向和縱向“熊彼特”技術進步過程。團體標準供給也給企業更多的機會去模仿、學習和吸收這些先進技術，進而提升企業全要素生產率。

團體標準供給對微觀企業的直接影響往往依賴于產業鏈協同與企業間競爭，且無論是協同還是競爭都對知識轉移效果有正向促進作用［24］。團體標準會通過產業鏈協同滲透到整個產業部門，優化生產模式，過濾低層次生產環節，提升全產業鏈的生產效率。基于社會網絡理論視角，產業鏈協同為企業提供信息互動與知識流動的通道，能促進團體標準的產業應用，推動先進標準的市場化，產生標準供給的協同效應。具體地，在產業鏈下游企業對標團體標準的情況下，其會對上游配套企業提出更高的要求，倒逼其根據團體標準，加大技術研發與創新，不斷提升其配套產品的技術水平。在產業鏈上游企業對標團體標準，提高產品技術水平的情況下，下游企業由于應用團體標準的產品或設備，其產品質量、生產效率也會相應提高。對于標準制定者而言，在產業鏈協同的激勵下，會持續加大研發投入力度，維持標準話語權。

團體標準供給引致企業間競爭可以分為標準競爭和市場競爭兩個方面。標準競爭已成為企業間競爭的核心，對產業主導技術選擇和市場控制權至關重要［25］。基于制度理論，標準供給在很大程度上具有政府政策導向，驅動著企業參與標準競爭；在面臨不確定性的競爭環境時，企業為節約成本和規避風險，會積極參與團體標準制定［26］，這個過程將提升整體的企業全要素生產率。團體標準供給也會加劇標準競爭，企業為搶占標準話語權，將加大研發與創新力度。另外，團體標準通常具有質量信號效應，會吸引一部分中小企業或創業企業采用兼容性策略快速進入市場，充分利用團體標準的知名度、美譽度和產業網絡［27］。這一方面提升了團體標準的商業化能力，也加劇了行業內的市場競爭程度，從而促進全要素生產率提高。

此外，標準是產業競爭的制高點，對產業技術創新速度和方向具有決定性作用［28-29］，是企業布局新產品、新技術的重要依據［30］。團體標準為企業提供了更多技術改進的前沿市場信息，為企業技術創新活動樹立明確的參照系或目標，減少了技術創新的不確定性，從而促進企業創新和資源配置效率。編碼于標準文本的先進技術知識能夠以更低的成本在更大范圍內實現空間的擴散和傳播［31］，帶來更為顯著的技術外溢效應。企業則根據不同的需求，對標準知識進行識別、獲取、整合及運用，開展對標創新、模仿創新等，從而提升企業全要素生產率。

基于以上討論，本文提出如下假設：

H1：整體上看，團體標準將顯著提升企業全要素生產率。

在團體標準對企業全要素生產率的具體影響機制上，本文提出：

H2a：團體標準通過協同效應影響提升企業全要素生產率；

H2b：團體標準通過競爭效應影響提升企業全要素生產率；

H2c：團體標準通過擴散效應影響提升企業全要素生產率。

2.2 模型設計

為檢驗團體標準對企業全要素生產率的影響，本文構建如下模型：

其中，下標i表示企業，t表示年份，in表示四位碼行業。為被解釋變量，表示in行業的企業i在第t年的TFP。為城市固定效應，為行業固定效應，為年份固定效應，為擾動項。為保證結果的穩健性，本文利用LP 和GMM 兩種方法估算企業的全要素生產率。

LP 方法將中間投入作為投資的代理變量［32］，不僅解決了傳統OLS 方法的內生性問題，而且可以解決OP 方法產生的遺漏樣本問題［33］。Wooldridge［34］進一步克服LP 和OP 方法中自由變量和代理變量的潛在識別問題，提出基于GMM 的估計框架；結合Blundell 等［35］的動態面板工具變量方法，可以修正GMM 估計造成的觀測值損失問題，提高估計結果的準確性。

參考既有文獻，本文引入企業層面和城市層面的系列控制變量。為企業層面的控制變量，包括資產收益率ROA，用企業凈利潤占總資產的比重來測度；資產負債率Lev，用企業總負債占總資產的比重來衡量；稅收負擔Tax，用企業應交增值稅占主營業務收入的比重來測度；企業規模Scale，用企業從業人數的對數值來衡量；人均工資Salary，用企業薪酬總額與企業從業人數的比值來測度；資本深化KL，用企業總資產與企業從業人數的比值來衡量；企業年齡Age，用當前年份減去開業年份來衡量。為城市層面的控制變量，本文選取第二產業占GDP 的比重代表的城市產業結構Structure、城市人口的對數LnPOP、城市發明專利的對數CityPAT。如表1 所示。

表1 變量說明

2.3 數據說明

本文使用的所有企業數據來源于中國中小企業動態數據庫。該數據庫涵蓋了浙江省2 萬余家中小型工業企業，包含了企業的基本特征和豐富的微觀企業經營信息。針對數據庫，我們進行了如下處理：(1)剔除采礦業、電力、燃氣及水的生產與供應業企業，僅保留制造業企業樣本；(2)剔除企業基本信息異常或缺失的樣本；(3)剔除企業經營異常的樣本，如工業總產值、營業收入以及從業人員為零或負數的企業；(4)通過企業名稱與企查查數據庫進行匹配，獲取企業經營范圍信息，最終得到4 042 家企業，時間跨度為2013—2018 年，共24 252 個觀測值。

本文使用的團體標準數據來源于浙江省品牌建設聯合會提供的“浙江制造”團體標準基本信息。作為全國首個國家標準化綜合改革試點省份，浙江省把標準化工作全面融入供給側結構性改革，率先開展“浙江制造”團體標準體系構建。截至2019 年底，全省已制訂發布1 502 項“浙江制造”團體標準。本文按照國民經濟行業分類(GB/Y4754—2011)將標準歸類到制造業的4 位代碼行業，如“電除塵器”(ZZB001—2014)標準歸類為“環境保護專用設備制造”(行業代碼3591)，最終得到2015—2018 年涵蓋277 個制造類行業的921 項標準。

3 實證分析

3.1 基本回歸結果

為克服不可觀測及不隨時間變化等因素產生的內生性問題，本文采用高維固定效應(HDFE)估計方法。表2 匯報了控制時間、行業以及城市固定效應的全樣本HDFE 估計結果。第(1)～(3)列的被解釋變量為LP 方法計算的企業TFP，第(4)～(6)列的被解釋變量為GMM 方法計算的企業TFP。在逐步加入企業層面和城市層面控制變量后對公式(1)進行回歸，結果顯示核心解釋變量STD 的估計系數均顯著為正，且系數符號和顯著性水平沒有發生實質性變化，初步表明團體標準對企業TFP 的促進作用十分顯著且穩健。

表2 基本回歸結果

表2（續）

3.2 穩健性檢驗

團體標準和企業TFP 之間可能存在互為因果的關系，影響估計結果的可信度。因此，將“浙江制造”團體標準供給視為準自然實驗，構建雙重差分(DID)模型進一步估計團體標準對企業TFP 的影響。具體模型如下：

“浙江制造”團體標準體系從2014 年起建立，之后不斷補充。因數據所限，本文研究期間為2013—2018 年，期間2014—2015 年共發布38 項“浙江制造”團體標準，涉及27 個縣級市的33 個制造業行業；2016 年發布116 項，涉及62 個縣級市的79 個制造業行業；2017 年發布137 項，2018 年發布630 項。本文依照如下方法構建處理組和對照組：(1)考慮行業內的異質性，結合浙江塊狀經濟的屬性，納入團體標準的地理信息，形成“行業-地區”的團體標準識別策略；(2)考慮團體標準的產品屬性，此部分進一步根據團體標準名稱與企業經營范圍進行文本匹配，以字符串相似度來衡量，形成“經營范圍-地區”的團體標準識別策略加以補充；(3)為保證模型估計的時間區間和樣本數量，此部分以2016 年公布的團體標準為研究對象。具體賦值方法，將“行業-地區-年份2016”或“經營范圍-地區-年份2016”與團體標準統一的企業觀測樣本賦值為1，即STD 為處理組；將剔除2014—2015 年和2017—2018 年符合團體標準識別策略企業的觀測樣本賦值為0，即STD 為對照組。準自然實驗時間區間為2016—2018 年，即將2016 年及以后的年份T 賦值為1，其余年份T 賦值為0。

采用雙重差分法的估計結果見表3 第(1)～(2)列，可以看到交互項STD·2016 的估計系數均在1%的水平下顯著為正，表明相對于沒有團體標準供給的企業，有相關團體標準供給的企業TFP 更高。

進一步地，“浙江制造”團體標準由浙江省品牌建設促進會按批次發布制修訂計劃，經過立項研制、審查評審后，予以批準發布公開，而非隨機選擇的。為規避基本回歸的樣本選擇性偏差問題，本文采用傾向得分匹配與雙重差分(PSM-DID)相結合的方法，得到更為精準的估計。具體來說，首先利用公式(1)涉及的控制變量，采用1：1 最近鄰匹配方法得到與處理組最具可比性的對照組，且匹配結果通過平衡性檢驗，然后再進行雙重差分估計。結果見表3 第(3)～(4)列，交互項STD·2016 的估計系數分別在1%和5%的水平下顯著為正，沒有發生實質性的變化，結論穩健、可靠。

表3 團體標準與企業TFP——穩健性檢驗

3.3 機制討論

正如前文研究假設所闡述的，團體標準影響企業TFP 的微觀機制主要有協同效應、競爭效應和擴散效應。此部分進一步依據微觀機制的性質特點對觀測樣本進行劃分，根據分樣本的估計結果來檢驗這3 種效應。

首先，現階段我國出口企業仍以OEM 為主，而絕大多數OEM 企業的創新活動受到代工行為的“俘獲”和“鎖定”，轉型升級存在路徑依賴［36］，長期開展OEM 或ODM 活動，而難以進入OBM 階段。這部分企業更多地受到國際標準的影響，參與全球產業鏈協同。因此，對于出口企業而言，進口國的標準對其影響更大，團體標準的生產率效應可能并不突出。本文根據企業出口額占主營業務收入的比重，將樣本劃分為非出口、弱出口(出口比重小于等于50%)和強出口(出口比重大于50%)，進行分組回歸。表4 的回歸結果顯示，團體標準對非出口企業TFP的估計系數和顯著性水平略大于弱出口、強出口企業，團體標準的產業鏈協同效應H2a得到初步驗證。但分組系數差異不大，可能的原因在于，隨著國際外部環境不穩定不確定因素不斷增多，OEM 企業轉型升級已迫在眉睫；此時，團體標準將有效支撐OBM 企業“走出去”的市場勢力。以“浙江制造”為例，40%以上的“浙江制造”團體標準由國際知名機構參與制定，保障標準的國際先進水平，提升“浙江制造”的國際影響力。

表4 團體標準對企業TFP 的機制檢驗：協同效應

其次，在競爭更為激烈的市場環境下，企業間的標準競爭更為重要，市場優勝劣汰進程更快，低效率企業若不能提高其全要素生產率，將面臨更大的淘汰壓力，因此，團體標準的生產率效應可能更為明顯。本文通過赫芬達爾指數HHI 來衡量市場競爭程度，并以此對樣本按照市場競爭程度的高中低分組，進行分樣本回歸。表5 結果顯示，團體標準對市場競爭程度較高的企業的影響與基準結果一致，而對于市場競爭程度較低的企業，團體標準對企業TFP 的影響并不顯著，這些結果驗證了上文關于團體標準競爭效應的假設H2b。一方面，標準常被策略性的用于設置技術壁壘，提升競爭對手的成本［37］，競爭程度較高行業的企業有更大的激勵參與團體標準制定或對標團體標準，提高自身技術系統與標準的匹配度，進而提升競爭優勢；另一方面，競爭程度較低行業往往是進入門檻較高的壟斷行業或規模較小的新興行業，團體標準的競爭效應較小，企業更多依賴于自主創新來提升全要素生產率。

表5 團體標準對企業TFP 的機制檢驗：競爭效應

最后，基于標準挖掘研發動向對于企業或產業均具有積極作用，但標準本身并不能反映技術未來的發展前景，需要企業進一步識別與評估，梳理技術發展軌道［24］。Cohen 等［38］也強調標準知識并不能直接應用于企業生產，企業需要一定的吸收能力才能有效地理解與運用。因此，當企業具有較強吸收能力時，團體標準的生產率效應可能會更加明顯。本文借鑒魯桐等［39］對勞動密集型、資本密集型和技術密集型行業的劃分，進行分組回歸。表6 結果顯示，團體標準對技術密集型企業TFP 的影響顯著為正，但對勞動密集型和資本密集型企業TFP 的影響均不顯著，這也驗證了本文的研究假設H2c，即團體標準的擴散效應。技術密集型企業具有較高的人力資本水平，吸收能力也相對較強，團體標準的技術擴散效應更明顯。另外，從需求角度來講，技術密集型企業對技術創新的需求更大，創新的難度和不確定性也更高，其有更大的意愿利用團體標準來規避創新風險。

表6 團體標準對企業TFP 的機制檢驗：擴散效應

表6（續）

3.4 進一步討論

本文進一步關注團體標準影響企業TFP 的具體路徑。事實上，企業TFP 受到很多因素的影響，例如企業的研發投入、企業管理效率的提升等。技術供給端和需求端對企業創新均有影響，過分關注技術需求可能導致專業性和鎖定風險，而團體標準為企業研發投入樹立了決策參照系。根據前文的分析，企業研發投入是團體標準影響企業全要素生產率的主要渠道。本文嘗試通過因果中介分析(CMA)模型來驗證這一影響機制，具體模型設定以團體標準STD 為處理變量，企業科技活動經費支出的對數值衡量的企業研發投入Ln_R&D 為中介變量，企業全要素生產率TFP 為結果變量。在具體決策過程中，企業研發投入可以分解為企業首先做出是否進行研發投入決策然后再確定研發金額的兩階段選擇，本文嘗試通過Heckman 兩步法估計團體標準對企業研發投入的擴展邊際和集約邊際影響。具體模型如下：

表7 第(1)～(2)列的估計結果表明，團體標準通過企業研發投入的中介傳導機制貢獻了6.32%，企業研發投入在團體標準對企業全要素生產率的影響中起到部分中介作用。表7 第(3)～(4)列的估計結果表明，團體標準對企業研發投入的拓展邊際產生顯著正向影響，對企業研發投入的集約邊際的影響也顯著為正。這也驗證了團體標準通過企業的研發行為，對企業TFP 提升產生影響的作用渠道。實踐中，國家標準委等十部門聯合開展百城千業萬企對標達標提升專項行動，將“引導團體標準發展壯大”“組織實施對標活動”等作為重點工作；浙江省引導企業開展“浙江制造”對標達標活動，支持企業按照“浙江制造”團體標準要求開展技術改造，推動技術進步。

表7 團體標準與企業TFP 的中介傳導機制分析

表7（續）

4 結論

改革開放以來，中國逐步成為全球第一制造大國，但中國制造整體上仍處于全球產業鏈的中低端，而缺少引領中國制造的先進標準體系是重要原因之一。李克強總理也強調，“要用先進標準倒逼‘中國制造’升級”。本文基于新要素供給的理論模型，以標準供給側結構性改革為切入點，利用2013—2018 年中國中小企業動態數據庫和“浙江制造”團體標準體系的微觀企業面板數據，運用高維固定效應模型(HDFE)、雙重差分法(DID)和雙重差分傾向匹配得分法(PSM-DID)系統考察團體標準對企業全要素生產率的影響。研究發現，團體標準整體上顯著促進了企業全要素生產率的提升。基于微觀機制性質特點的分組回歸發現，團體標準可以通過協同效應、競爭效應和擴散效應促進企業全要素生產率提升。利用因果中介分析(CMA)模型和Heckman 兩步法估計的機制檢驗表明，團體標準在拓展邊際和集約邊際上顯著作用于企業研發投入，進而對企業全要素生產率提升產生影響，企業研發投入起到部分中介效應。

本文為團體標準的生產率效應提供機制上的解釋，對“以先進標準引領高質量發展”具有啟示意義。首先，應立足產業基礎，標準先行，融合高校、研究機構、公共技術平臺等資源，開展標準前瞻性研究，分行分業主動制訂一批國際先進的團體標準，進一步完善標準體系，提升標準水平，填補標準空白，構建創新成果與產業轉型之間的標準通道。其次，引導與支持企業按照團體標準要求開展技術改造和研發投入，鼓勵標準化專業機構為企業提供團體標準咨詢、培訓等服務，為企業提供針對性的技術解決方案。第三，鼓勵企業進一步提高人力資本水平，優化人力資本結構，增強對團體標準的學習、吸收和應用能力，不斷提高企業全要素生產率。