江蘇省技術創新與標準化協同效應分析

摘 要：企業技術創新與標準化在現代企業管理和發展中占據舉足輕重的地位，本文通過實證研究，驗證了江蘇省內技術創新與標準化之間存在相互促進的雙向影響關系，并探討了不同地區的異質性影響。研究結果表明，標準化顯著提升了技術創新績效，而技術創新對標準化績效存在短期負向影響。此外，蘇北、蘇中和蘇南地區在標準化與技術創新協同發展中表現出顯著差異。基于此，本文提出了加強區域協調、優化資源配置和促進技術創新成果標準化的政策建議。未來研究可擴展數據范圍并引入動態分析方法，以全面理解技術創新與標準化的關系及其經濟影響。

關鍵詞：標準化，技術創新，協同效應，區域差異

DOI編碼：10.3969/j.issn.1002-5944.2024.22.011

0 引 言

企業技術創新與標準化在現代企業管理和發展中占據舉足輕重的地位。近年來，江蘇已成為我國技術創新和標準化的樞紐[1]。技術創新包括工藝、產品和服務的進步，在推動經濟增長和提高競爭力方面發揮著至關重要的作用。與此同時，標準化也是確保各行業互操作性、質量保證和監管合法合規的基礎。了解技術創新和標準化這兩大動力的交匯點對于理解江蘇省的現代工業格局至關重要。

研究江蘇省技術創新與標準化之間的協同作用具有深遠意義，首先，江蘇省的經濟發展水平和工業產值均位居全國前列，是我國大工業戰略的一個縮影[2]。其次，江蘇省在電子、生物技術和先進制造業等領域處于領先地位，是技術進步與標準化框架之間戰略協調如何促進可持續增長和全球競爭力的典范[3]。此外，通過研究這些協同作用，可以深入了解政策制定和實施策略，從而優化資源配置、培育創新生態系統、并促進產業升級。還可以闡明技術創新與標準化之間的相互作用和相互影響機制，本研究旨在為政策制定者、行業領導者和學術界提供理論理解和實踐啟示。

1 國內外研究現狀

近年來，美國、德國、英國、日本等發達國家開始了新一輪的標準化戰略修訂，強調技術創新與標準化的融合協同對經濟發展的推動作用。技術創新與標準化被視為相互促進的關系，標準化不僅是技術創新的產出，也為下一階段的技術創新提供基礎。盡管傳統觀點認為標準化可能阻礙技術創新，但大多數研究傾向于認為標準化對技術創新有積極促進作用，能夠加速技術擴散和實施，降低信息不對稱和交易成本，從而推動創新行為[4-7]。

在技術創新與標準化的融合協同理論中，以ICT、城市規劃等領域為例，研究者們探索了技術如何在標準化過程中演化并占據市場主導地位的過程。研究還指出，通過建立更為全面的標準化映射框架，可以更好地支持復雜的技術創新[8-10]。

我國在標準化工作改革中取得顯著進展，尤其是黨的二十大以來，標準化水平明顯提升。然而，技術創新體系與標準化體系之間仍存在協調不足的問題，缺乏良性互動。研究發現，技術創新與標準化的融合協同邏輯機理對我國經濟發展具有重要意義，需要進一步深入分析和探索[11-12]。

從國內外研究來看，技術創新通過促進標準化，能夠加速標準更新、推動標準化進程，從而提高市場競爭力。然而，也有研究指出，標準化可能在某些情況下阻礙技術創新，特別是在標準制定時機不當或技術多樣性受到過度約束的情況下[13-15]。

2 技術創新與標準化協同效應研究假設

標準和專利在企業創新發展中協同作用顯著。標準提供規范保證，促進專利技術的實體化和更新，同時縮短標準制定的生命周期。專利則通過創新活動直接獲取經濟效益和市場認可[16]。在實踐層面，一些地方政府如南京、蘇州、無錫、南通等通過《江蘇省標準化試點示范項目》試點以及打造“江蘇精品”品牌，致力于創新標準化發展路徑與機制，為標準化與技術創新的互動融合提供了成功經驗與案例[17]。這些試點旨在形成可復制、可推廣的新機制、新路徑、新舉措，從而加強標準化與技術創新的協同效應。技術創新成果能夠提升標準化效率，加速標準更新，從而增加標準化產出。同時，技術創新的標準化能夠推動技術資源合理配置，促進創新成果快速轉化商業化，從而增強標準化績效。這些實踐與結果顯示了技術創新與標準化之間密切的相互關系[18]。

基于以上分析，本文提出以下假設：

H1：江蘇省內技術創新與標準化之間存在相互促進的雙向影響關系。

H2：江蘇省內不同地區的標準化績效與技術創新績效之間存在異質性影響。

3 技術創新與標準化協同效應研究設計

3.1 變量選取

3.1.1 內生變量

標準化績效（STA），通過國家標準的制定數量進行衡量。標準化績效反映一個地區或國家在制定和參與國家標準制定方面的能力和水平，間接影響經濟發展和技術創新[19]。

技術創新績效（TIP），通過專利授權量進行衡量。技術創新績效衡量一個地區或企業在技術創新方面的表現，專利授權數量通常被用來評估技術創新的成果和能力[20]。

3.1.2 外生變量

基于已有的研究分析[ 2 1 - 2 4 ] ， 采取經濟發展水平（E C O）、外資利用規模（F D I）和標準研制貢獻指數（S D C）作為外生變量，經濟發展水平（ECO）為人均 GDP 的指標，經濟發展水平反映了一個地區或國家的經濟基礎和發展水平。外資利用規模（FDI）為實際利用外資額的指標，外資的投入對技術創新和標準化有潛在的影響。標準研制貢獻指數（SDC）為描述所有“起草單位國家標準研制貢獻量值”的總和，可以有效體現標準研制效果。具體變量由表1所示。

數據來源：選擇2 0 0 6 —2 0 2 2年江蘇13個城市數據為樣本進行分析。內生變量數據來源于中國研究數據服務平臺（https：//www.cnrds.com）和CNKI中國標準數據總庫（https：//kns.cnki.net/kns/advSearch？dbcode=CISD）。外生變量數據來源于EPS數據平臺（https：//olap.epsnet.com.cn）、國家標準館（https：//bigdata.nssi.org.cn/regionAnalyze）以及江蘇省各市區統計年鑒。對于少部分缺失數據，采用隨機森林算法估算得出。

3.2 模型構建

技術創新與標準化的融合協同發展不僅能夠提升研發投入的積極性、加速技術的擴散與轉移、促進創新成果的轉化和應用，還可以有效整合標準化資源、提高標準化效率，并提升創新成果在標準化服務中的水平。同時，由于技術創新與標準化之間存在相互作用和相互影響，忽視這種關系將導致嚴重的內生性問題，使得無法獲得一致的估計結果。因此，本文構建了以下聯立方程模型：

其中，i 表示時間，t 表示時間，α0和β0為常數項，α1，α2，α3和β1，β2，β3為回歸系數項，μi表示地區效應，θt表示時間效應，εit和θit表示隨機擾動項。該模型的內生變量包括技術創新績效（TIP）和標準化績效（S TA），外生變量包括經濟發展水平（ECO）和外資利用規模（FDI）。

4 技術創新與標準化協同效應數據分析

4.1 描述性統計

表2展示了本研究樣本中各變量的描述性統計特征。數據顯示，技術創新績效（TIP）的均值為18，938.62，中位數為10，102，標準差為25，843.33，揭示了各區域間的顯著差異。這表明不同區域在推動技術創新方面存在明顯的非均衡性，受政策環境、產業結構及創新資源分布等因素影響。標準化績效（STA）的最小值為0，最大值為302，顯示出區域間較大的變異，反映出各地區在標準化工作推進力度和資源配置上的差異。經濟發展水平（ECO）的最小值為9790，最大值為197，065，標準差為43，378.16，揭示出顯著的區域差異，說明高經濟發展水平地區更能投入資源到技術創新和標準化工作中。外資利用規模（FDI）的最小值為4858，最大值為916，490，標準差為180，668.2，表明各區域在外資利用規模上的顯著差異，影響了各地技術創新和標準化工作的進展。

綜上所述，這些數據揭示了各區域在技術創新與標準化績效方面的顯著異質性。進一步研究這些差異及其影響因素，對于制定有效政策、促進區域協調發展具有重要意義。通過深入分析各區域的差異，可以為推動技術創新與標準化協同發展提供科學依據，提升整體經濟發展水平和國際競爭力。

4.2 相關性分析

表3展示了本研究樣本中各變量之間的相關性分析結果。由表 3 可以看出，技術創新績效（TIP）與標準化績效（STA）的相關系數為 0.693034，且在顯著性水平上通過了檢驗，表明兩者之間可能存在相互促進作用。控制變量如經濟發展水平（ECO）和外資利用規模（FDI）均與技術創新績效（TIP）和標準化績效（STA）正相關，并在顯著性水平上顯著。具體來看，經濟發展水平的提高和外資利用規模的增大在促進技術創新績效和標準化績效方面均發揮了積極作用。這些結果表明，在技術創新績效與標準化績效的相互影響過程中，經濟發展水平和外資利用規模等因素具有顯著的促進作用。

4.3 全樣本分析

通過Durbin-Wu-Hausman檢驗，第一階段TIP的系數為0.00191，p值為0.000，第二階段STA的系數為34 4.357，p值為0.0 0 0，說明了兩個方程中的TIP和STA都存在內生性問題。同時，這也表明這些變量與誤差項相關，需要使用工具變量來進行估計。對此，本研究選擇三階段最小二乘法（3SLS）對整體樣本數據進行回歸分析，聯立方程模型的回歸結果如表4所示。

本研究通過回歸分析發現，標準化績效顯著提升了技術創新績效，而技術創新績效對標準化績效則存在顯著的負向影響，其主要原因可能是，在技術創新過程中，資源和精力的集中投放可能會對標準化工作產生一定的制約。此外，經濟發展水平和外資利用規模對技術創新績效具有顯著的正向影響，標準研制貢獻指數對標準化績效具有顯著的正向影響。這些外生變量在不同程度上促進了技術創新與標準化的協同發展。

綜上所述，數據結果支持假設 H1，表明江蘇省內技術創新與標準化之間確實存在相互促進的雙向影響關系。標準化工作能夠顯著提升技術創新績效，而技術創新也會對標準化產生影響，盡管短期內可能表現為負向影響，但長期來看，技術創新成果將有助于標準化工作的推進和完善。此外，經濟發展水平和外資利用規模對技術創新績效和標準化績效均有顯著的促進作用，進一步支持了這一協同效應。

4.4 異質性分析

為了考察不同地區標準化績效與技術創新績效的區域異質性，本章對江蘇北部、江蘇中部和江蘇南部的數據進行了分樣本分析，回歸結果如表 5所示。

上述結果驗證了假設 H2，即江蘇省內不同地區的標準化績效與技術創新績效之間存在異質性影響。具體分析如下：蘇北地區：標準化績效對技術創新績效有顯著正向影響，但技術創新績效對標準化績效的影響不顯著。這可能是由于蘇北地區在標準化工作中投入較多，形成了較為完善的標準體系，進而促進了技術創新。然而，技術創新成果尚未充分反饋到標準化工作中。

蘇中地區：標準化績效對技術創新績效有顯著正向影響，技術創新績效對標準化績效的影響不顯著。這表明蘇中地區在推動標準化工作的同時，技術創新也得到了相應的發展，但兩者之間的反饋機制尚未完全建立。

蘇南地區：標準化績效對技術創新績效有顯著正向影響，技術創新績效對標準化績效的影響為顯著負向。這可能是由于蘇南地區的技術創新活動較為活躍，但在短期內對標準化工作產生了競爭壓力，導致標準化績效有所下降。

綜上所述，江蘇省內各地區在標準化與技術創新的協同發展中存在顯著異質性。蘇北地區在標準化帶動下，技術創新績效顯著提升；蘇中地區標準化和技術創新相互促進，但尚未形成有效的反饋機制；蘇南地區技術創新對標準化的短期負向影響需進一步協調。

5 技術創新與標準化協同效應分析結論

5.1 研究結論

本研究驗證了江蘇省內技術創新與標準化之間的相互促進關系，并發現不同地區在標準化與技術創新的協同發展中存在顯著異質性：

H1：江蘇省內技術創新與標準化之間存在雙向影響，標準化顯著提升了技術創新績效，技術創新對標準化績效則存在短期負向影響。

H2：區域之間存在差異，蘇北地區標準化工作顯著促進了技術創新，蘇中地區兩者互促但反饋機制不完善，蘇南地區技術創新對標準化的負向影響明顯。

5.2 相關建議

本文認為，為了推動江蘇省技術創新與標準化的協同發展，應當著重加強區域間的協調與合作。加強區域協調、制定差異化的技術創新與標準化政策、優化資源配置、完善反饋機制以及促進技術創新成果標準化是推動江蘇省技術創新與標準化協同發展的重要途徑。這些措施的實施將充分發揮各區域的比較優勢，促進區域間的協同發展，為江蘇省的產業升級和經濟高質量發展提供有力支撐。

具體而言，針對蘇北地區經濟基礎相對薄弱、科技創新能力有待提升的現狀，應加大資源投入，包括財政資金、人才支持和技術引進，以提升其技術創新能力和標準化水平。同時，完善標準化與技術創新的反饋機制，確保技術創新成果能夠及時轉化為標準，進而推動產業升級和經濟發展。

對于蘇中地區，應在保持現有產業優勢的基礎上，注重技術創新與標準化的緊密結合。政府可以提供政策引導和支持，鼓勵企業加大研發投入，開展技術創新活動，并將創新成果轉化為標準，以提升產業競爭力和市場占有率。

而蘇南地區作為江蘇省經濟發展的龍頭，擁有完善的產業體系和強大的科技創新能力。然而，技術創新可能對標準化工作帶來短期負面影響，如標準滯后、標準不統一等。因此，蘇南地區需要建立有效的機制，促進技術創新成果與標準化的緊密結合，減少負面影響。政府可以引導企業、科研機構、標準化機構等加強合作，共同推動技術創新成果的標準化進程，確保技術創新與標準化的協同發展。

5.3 研究不足與展望

本文還存在不足之處，研究樣本僅覆蓋2006—2022年，未來研究可擴展數據范圍以提高結論的普適性。此外還可引入動態分析方法，考察技術創新與標準化關系的長期演變及其經濟影響。

參考文獻

[1]周璐.長三角地區中小企業科技創新和數字經濟的耦合協調度研究[J].全國流通經濟，2023（14）：141-144.

[2]陳梓童.區域經濟高質量發展水平綜合評價研究——基于江蘇13地級市的數據分析[J].經濟師，2022（6）：135-137.

[3]儲東濤.江蘇經濟高質量發展的科技金融支撐之路[J].科技與金融，2021（4）：25-29.

[4]BLIND K， POHLISCH J， RAINVILLE A. Innovation and standardization as drivers of companies’ success in"public procurement： an empirical analysis[J]. The Journal"of Technology Transfer， 2020， 45（3）： 664-693.

[5]FOUCART R， LI Q C. The role of technology standards"in product innovation： Theory and evidence from UK"manufacturing firms[J]. Research Policy， 2021， 50（2）：104157.

[6]LEE W S， SOHN S Y. Effects of standardization on the evolution of information and communications technology[J].Technological Forecasting and Social Change， 2018， 132：308-317.

[7]BLIND K， EDLER J， CUNNINGHAM P， et al. Handbook of innovation policy impact[J]. 2016.

[8]LAI C S， JIA Y， DONG Z， et al. A review of technical standards for smart cities[J]. Clean Technologies， 2020，2（3）： 290-310.

[9]CHEGE S M， WANG D， SUNTU S L. Impact of information technology innovation on firm performance in Kenya[J].Information Technology for Development， 2019， 26： 316-345.

[10]SCHOTT L， SCHAEFER K J. Acceptance of Chinese latecomers' technological contributions in international"ICT standardization—The role of origin， experience and"collaboration[J]. Research Policy， 2023， 52（1）： 104656.

[11]張琴清， 李常洪， 李志強，等. 技術創新與標準化融合協同發展測度及演化分析[ J ] . 科技進步與對策，2023，40（22）：119-129.

[12]姚冰.基于技術成熟度曲線的標準化與技術創新的互動關系研究[J].中國標準化，2023（17）：39-43.

[13]王健.標準化能力對我國高新技術企業創新質量的影響研究[D].長沙：湖南大學，2022.

[14]李雨婷，周立軍，楊靜，等.知識重組、技術標準化能力與創新績效——基于新能源汽車企業的實證研究[J].標準科學，2023（5）：25-30+36.

[15]戚聿東，朱正浩.需求側視角下技術標準化推進數字產業創新的機制與路徑探索[J].經濟科學，2023（4）：63-84.

[16]葉琦琳.標準合作、專利合作與企業創新績效[D].杭州：中國計量大學，2022.

[17]朱志遠，郭寧，王卿.標準化助推“江蘇精品”區域品牌建設策略研究[J].中國質量與標準導報，2022（5）：19-22.

[18]陶忠元，王艷秀.“中國制造”技術創新與標準化協同程度及其影響因素的實證研究——基于七類細分制造行業[J].科技管理研究，2019，39（20）：99-106.

[19]鄒思明，曾德明，張利飛，等.網絡關系、技術多元化與企業技術標準化能力[J].科研管理，2017，38（9）：12-20.

[20]曾德明，王媛，徐露允.技術多元化、標準化能力與企業創新績效[J].科研管理，2019，40（9）：181-189.

[21]陶忠元，王艷秀.技術創新與標準化協同對中國制造業競爭優勢的驅動路徑研究[ J ] .南京財經大學學報，2019（5）：11-22.

[22]陶忠元，王艷秀.技術與標準協同創新對競爭力水平驅動效應分析[J].統計與決策，2020，36（22）：71-75.

[23]張琴清.技術創新與標準化的融合協同機理及實現路徑研究[D].太原：山西大學，2022.

[24]唐志軍，吳曉萌.技術創新與技術標準化的耦合協調度對產業經濟增長的影響——基于ICT產業六類細分行業的實證研究[J].湖北經濟學院學報，2022，20（1）：39-46+126.

作者簡介

楊正帥，本科，研究方向為標準化。

繆曉琴，通信作者，碩士研究生，講師，研究方向為企業標準化、服務標準化。

（責任編輯：張瑞洋）

基金項目：本文受江蘇省高校哲學社會科學研究一般項目“標準化對科技型中小企業創新能力提升的影響研究”（項目編號：2024SJYB1260）、南通理工學院優秀本科畢業設計（論文）培育計劃項目“科技型中小企業標準化與技術創新的協同發展研究”（項目編號BS202437）資助。