标准对福建省经济增长的行业与产业差异研究

□孙秋碧 任劭喆

一、引言

标准反映了一国（地区）的技术水平，是区域经济中“研发投入——专利申请——标准制定”的系统产出，对区域经济中的技术创新与传播起着关键作用。以Katz & Shapiro（1986）、Farrell & Saloner（1986）等开创性文献为发端，标准的经济学研究在20世纪80年代到90年代经历了一个十年高峰期，大量文献从标准对产出、技术创新、贸易、产业结构等多个视角对标准的经济效益影响进行了理论分析。近年来，随着世界范围内区域标准化战略的兴起，标准对区域经济增长的研究已经成为标准经济学研究的重要一支。但就我国而言，相关研究集中在总体标准或者特定行业标准，如工程建设，对经济增长是否存在相关性的研究上，而各行业标准对经济增长的影响程度比较，及把标准作为经济增长内生化变量进行考察等方面的研究还比较少。基于此，本文以福建省数据为例，就标准对福建省区域经济增长的影响作用进行多层次的实证分析。

二、文献综述

关于标准与区域经济增长的理论研究，国内外不同学者从不同角度进行了分析。Leland（1979）从标准的功能角度出发，指出最低限度质量标准或者质量区分标准可以解决逆向选择的现象，企业有进行改革和技术创新的动力以促进经济增长。Kindleberger（1983）强调了标准不仅降低了交易成本，而且随着交易数量增加形成规模经济成为一种可能。Blind（2004）较完整的论证了基于区域经济增长影响的四类标准的作用，提出最低限度质量标准和安全标准能够降低交易成本，促进区域经济增长；兼容性和接口标准在不被少数企业垄断而是被大多数企业所共享的情况下，有利于区域经济总量的增长；品种简化标准由于规模经济与多样性冲突的特点，对区域经济增长的影响程度不确定。国内研究中，侯俊军和王耀中（2007）对标准化与区域经济一体化的相互影响进行了研究，认为在区域经济一体化条件下，市场会以标准的基本收益和网络外部收益为基础选择标准，而统一的标准能促进经济一体化的发展。宋明顺、范庆瑜和王晓军（2004）研究了标准与浙江省区域块状经济的竞争力关系，指出标准化是提升区域块状经济中产品竞争力的重要手段。谢友才和胡汉辉（2005）根据技术标准的网络外部性和锁定作用，指出标准对技术创新既具有促进作用又具有阻碍作用，如若避免标准的阻碍作用将会产生较大经济效益。

实证研究方面，德国的研究小组Jungmittag，Blind & Group（简称JBG小组）最早明确度量标准对区域经济增长的影响。他们通过将标准引入Cobb-Douglas函数，分析了资本、劳动、专利、许可证和标准对经济增长的影响。研究结果显示德国统一前，德国标准对经济增长的贡献率明显低于统一后。而基于英国的研究分析了劳动生产率与标准的关系，结果表明，英国1948-2002劳动生产率的增长平均13%源于标准的贡献。国内刘振刚、于欣丽、程鉴冰、梁小珍等学者从不同角度研究了标准对区域经济增长的影响。刘振刚（2005）将技术标准数量引入生产函数，于欣丽（2008）则加入了专利和科技经费投入等变量，实证结果均显示标准对中国经济具有一定的贡献率。程鉴冰（2008）以政府技术标准规制为视角，探析了由国家标准组织制定的标准对中国经济增长的促进作用，结果表明无论是对数型增长特征下的OLS回归，还是指数型增长特征下的OLS回归，技术标准政府规制对经济增长的贡献是显著的。梁小珍等（2010）则采用岭回归手段，专门分析了工程建设标准对区域经济增长的促进作用。

当然，也有一些相反的观点，包括标准带来的次优技术锁定、贸易限制、市场垄断、投资限制等等将阻碍区域经济增长。总体来看，标准与区域经济增长的研究以理论研究居多，实证研究偏少，研究方法也相对较单一。而且相关研究还未深入到标准对区域经济增长影响的行业、产业的内部差异研究。本文将构建标准与区域经济增长的计量模型，以福建省数据为例，全面研究标准对区域经济增长的影响作用。

三、模型构建、数据来源和方法程序

（一）模型设计

假定区域经济的生产函数满足标准的Cobb-Douglas函数形式，将技术因素提取出来，设为Z，函数可表示为下列形式：

其中，Y（t）为t时段的产出，K（t）为t时段的资本投入，L（t）为t时段的劳动力投入。Z（t）假设为两个可测影响因素加上一个时变量因子，包括：（1）创新能力，以区域内专利数量PAT来体现；（2）技术传播的作用，以区域内有效标准数量STD来度量。其他不可测因素在模型中用误差项来体现。A表示剔除Z的其他要素生产率，可认为其他投入要素的影响因子乘积。因此，

把（2）式代入（1）式，两边取对数，转化为便于估计的线性方程形式：

其中，C为截距项，t为时间，U（t）是均值为0、方差为σu2的白噪声，表示其他不可观测因素。由于理论和实证均表明市场规模的发展受标准和创新的协同作用影响，因此可认为生产函数的规模收益不变，以GDP作为产出Y的度量，将待估方程改为：

（4）式中，GDP（t）/L（t）表示每单位劳动投入的产出，即劳动生产率；K（t）/L（t）表示每单位劳动结合的资本投入，称之为资本—劳动比率。

由于区域的经济结构有其内在短期稳固性，因此理论上不同领域的标准对区域经济增长的影响程度不一。同样的，不同行业或产业受区域整体标准化水平的影响程度也应不相一致。用STDi表示区域内具体行业的标准数量，GDPi/Li表示不同行业/产业的劳动生产率，Ki/Li表示不同行业/产业的资本—劳动比率，式（4）得到进一步丰富：

式（5）估计了区域内不同行业标准对经济增长的相对影响程度，式（6）估计了区域内整体标准化水平对不同行业/产业的影响程度。

（二）数据来源和方法程序

实证研究以福建省经验数据为例，数据来源于福建省历年统计年鉴和福建省标准化研究院数据库。由于数据可获得性的限制，设计的实证时段为1985-2010年。为消除物价因素的影响，对国内生产总值（GDP）以1978年为基期，应用GDP平减指数进行缩减处理。资本投入（K）用历年全社会固定资产投资来衡量，以1978年为基期，应用投资价格指数对其进行缩减处理。劳动投入（L）选择全社会就业总人数来计算。有效专利数量（PAT）以上年末专利数量加上本年新增专利数并扣除过期专利数来衡量。有效标准数量（STD）以1978年的标准数量为基础，加上各年新增的国家标准、行业标准和地方标准并减去各年废止的各级标准数。各行业有效标准数量STDi取自1990-2010年间，计算方式与此一致。由于目前我国标准所属行业类别划分和国民经济核算的行业类别划分有所出入，鉴于统计口径不一致，这里采用福建省标准化研究院所公示的标准行业类别，见下表：

?

另外，同样由于标准行业分类与国民经济核算行业分类口径不一，因此无法得到按标准归口所分的行业GDP等一系列指标，因此无法研究整体标准对不同行业增长的影响程度。这里仅分析整体标准对一、二、三产业发展水平（以1990-2010年产业增加值为标准）的影响程度。

下文的实证分析针对式（4）～（6）进行，分析中将根据具体情况对每一方程选择多种形式，回归分析均采用Eviews5.1软件。

四、实证分析

（一）变量的统计检验

1.平稳性及多重共线性检验

为避免伪回归，在方程回归前须对变量的时序数据进行平稳性检验，这里采用ADF检验类型对GDP/L（含各产业）、K/L（含各产业）、STD（含各行业）和PAT取自然对数后的时序数据及相应的一阶差分序列进行平稳性检验，检验结果表明各变量皆符合I（1）过程。

国内外已有的研究表明标准与创新的重要成果——专利存在高度相关性，根据STD和PAT的历史数据计算得出corr（STD，PAT）为0.9432，corr（lnSTD，lnPAT）为0.9791，高度相关性得到验证。为进一步判定两者是否具有多重共线性，根据专利在一定阶段转化为标准从而促进技术扩散的特点，以lnSTD为因变量，以lnPAT为解释变量进行回归分析，结果如下表所示：

?

（1）中D-W统计量远低于1.8，说明残差序列存在自相关，加入MA（1）后，从（2）可见消除了残差序列自相关。调整R平方表明lnSTD98.15%的变异可由lnPAT来解释，且估计系数1%水平下显著，回归结果表明lnSTD与lnPAT存在多重共线性。

2.协整检验

这里选择Johansen协整检验法来检验GDP/L和STD长期均衡关系存在与否，根据原始数据特点选择“数据中有确定趋势，协积方程中有截距项”，“外生变量”选择框保持空白，“滞后期间”选择框选1期，结果如下表所示：

?

可以看出，在5%的显著性水平下可以判断两个变量存在长期稳定的关系，说明对两者关系的协整回归估计是有效和可信的。

3.Granger因果检验

Granger因果检验可以用来判定变量间统计意义上是否存在因果关系，对序列dln（GDP/L）和dlnSTD进行Granger因果检验。dln（GDP/L）表示劳动生产率相对于前一年的倍数，是增长情况的另一反映形式，dlnSTD亦如此。检验过程中滞后阶数从1取至5，结果如下表所示：

?

结果表明，dlnSTD的变化在滞后1-3期时不是dln（GDP/L）变化的格兰杰原因，而从滞后四期开始其变化是dln（GDP/L）变化的格兰杰原因，说明标准对产出影响需要一定的时间段才能体现出来。反之，dln（GDP/L）变化不是dlnSTD的变化的格兰杰原因不能被拒绝，产出对标准的影响尚不明显。

（二）整体标准化水平与福建省总体经济增长关系分析

Granger因果检验结果只表明标准对劳动生产率具有统计意义上的因果关系，但影响程度的大小还需对式（4）进行OLS协整回归分析。鉴于PAT与STD 的多重共线性关系，在后续对式（4）～（6）的协整回归中将PAT剔除。这里利用时间趋势项、AR（1）、MA（1）对方程进行逐步调整，以得到最佳估计结果，见下表：

?

可以看出，模型很好的解释了劳动生产率的变异，仅（2）中lnSTD系数未通过检验，但时间趋势项t显著不为0，说明对福建省来说一方面标准对经济增长的短期影响不显著，但除标准外技术水平中存在一个总的外在趋势因素推动经济增长。前三种方程形式的D-W统计量很低表明残差序列自相关未消除，（4）估计的是含时间趋势因素的标准的总影响系数。因此，长期平均而言,福建省有效标准数量每增长1%将推动劳动生产率增长0.28%-0.42%。

（三）标准影响福建省经济增长的行业与产业差异分析

1.不同行业标准对总体经济增长影响的差异分析

行业标准除了影响本行业的发展，还通过产业链关系影响相关行业的发展，因此不同行业之间共同相互影响并促进区域经济的整体增长。式（5）中，共有LnSTDA——LnSTDZ24个具体行业变量（I类和O类没有相关数据），因此共有24个具体估计方程。OLS回归结果显示，仅A、D、G、H、J、K、M、P、Q、T、V共11个行业的估计系数统计显著，将其结果列示于表6。需要说明的是，将各行业标准数取代整体标准数进行回归得到的标准对经济增长影响系数估计值出现负值属于正常情况，因为单独考虑每个行业标准数的经济增长影响程度必然低于前面估计出的整体标准经济影响程度。另外，把分行业标准数替换成总体标准数尚无模型合理性解释，这样做的目的是为了使各行业标准的经济影响力在同一基准下进行比较。为了说明问题，把系数估计的绝对值在0.01-0.02的设为低影响程度，0.02-0.04的设为中等影响程度，0.04以上的设为高影响程度。

?

从表6可以看出，至少从1990年以来，机械、工程建设、建材、车辆、综合等行业的标准化水平提高对福建经济影响力要相对高于矿业、化工、电工等领域。这在一定程度上说明1990年以来，福建省经济在基础设施建设、汽车、机械等领域的技术水平提高的帮助下得到更快的增长，相对而言，在非传统优势的矿业、冶金等领域没有发挥标准推动经济的更多效力。福建省目前在航空、航天行业还处于起步期，与天津、陕西、辽宁等该领域发达地区比处于落后阶段，因此回归结果显示的该领域具有低标准经济影响系数说明了这一问题。其他13个行业由于估计系数不显著，但不代表其标准化水平不具备经济增长影响力。例如农林渔业是福建省一大传统支柱产业，标准化水平的提高理论具有较高的经济增长影响力的，只是以目前可用数据暂时无法估计出经济增长相对影响程度。这一问题可留待将来在数据更完备的情况下进一步分析，也为下一步的研究留待空间。

2.整体标准化水平对不同产业的影响差异分析

式（6）共有三个待估方程，进行OLS协整回归后，结果分别见表7-9：

?

三大产业具体方程的回归结果显示，lnSTD的估计系数均通过显著性检验，比较得出自1990年以来，福建省标准对经济增长的影响程度在不同产业内部表现不一。对第二产业增长的影响程度最高，整体标准每提高1%将推动第二产业生产率增长0.76%；其次是第一产业，为0.62%，低于第一产业0.14个百分点；最低的是第三产业，整体标准每增加1%仅能推动第三产业生产率提高0.27%。这说明近20多年来福建省标准化水平的提高对工业与建筑业增长拉动要高于传统的福建省占优势的农林渔业，而福建省现代服务业的发展则刚处于起步阶段，标准化影响力还未发挥出来。另外，综合标准对三个产业生产率提高的情况，说明自1990年至今的这一段较短时期内，标准对福建省经济增长影响程度高于前面所分析得出的1985-2010年平均水平。

五、结论与启示

第一，标准对区域经济增长促进作用在福建省同样得到印证。

有效标准数量和代表经济增长的劳动生产率增长之间存在长期均衡关系。有效标准数量增加是劳动生产率提高的格兰杰原因，且需要滞后4期（年）才能体现出来，但劳动生产率提高不是有效标准数量增加的格兰杰原因。

第二，标准对福建省区域经济增长的推动作用显著。

实证结果显示：长期来说其他因素保持不变的情况下，有效标准数量每增长1%将推动劳动生产率增长0.28%-0.42%，以1985-2010年劳动力年均增长2.68%来计算，可至少推动GDP 增长0.55%。虽然随着人口老龄化的加剧，对整体GDP影响将减弱，但仍然至少有0.3%的促进效应。因此，政府相关部门应努力引导经济中各单位参与制定与采纳各级标准，同时从公共层面加大标准化事业的投入，既要促进区域内标准数量提高，也要提升标准质量。

第三，对福建省的分析说明标准影响区域经济增长在行业和产业间存在明显差异。

一方面，自1990年以来，福建经济在基础设施建设、汽车、机械等领域的技术水平提高的帮助下得到更快的增长，相对而言，在非传统优势的矿业、冶金等领域没有发挥标准推动经济的更多效力；另一方面，近二十几年来福建省标准化水平的提高对工业与建筑业增长拉动要高于传统的福建省占优势的农林渔业，而福建省现代服务业的发展则刚处于起步阶段，标准化影响力还未发挥出来。因此，地方政府需要引导企业及非企业组织的采标制标行为符合经济结构调整方向，可通过特定领域的财政税收优惠、提供标准化工作的公共培训等服务。

［1］Leland H E.Quacks,lemons and licensing:a theory of minimum quality standards.Journal of Political Economy,1979,(87):1328-1346.

［2］Kindleberger,C.P.Standards as public,collective and private goods,KYKLOS,1983,(36):377-396.

［3］Blind,K.The economic of standards:theory,evidence,policy.Edward Elgar,Cheltenham,2004.

［4］Jungmittag A,Blind K,H Grupp.Innovation,standardization and the long-term production function:a cointegration analysis for Germany 1960-1996.Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften (ZWS),1999,(119):205-222.

［5］David,P.A.,and G.S.Rothwell,Standardization,diversity and learning:Strategies for the coevolution of technology and industrial capacity,International Journal of Industrial Organization,1996,14.

［6］DIN.Economic benefits of standardization R.German Institute for andardization,2000,5-40

［7］王耀中，侯俊军，鲍献华：《标准化与经济增长：理论综述及启示》，《经济学动态》2007年。

［8］于欣丽：《标准化与经济增长——理论实证与案例》，中国标准出版社2008年，第119-152页。