标准化能否促进企业技术创新——基于中国上市公司数据的实证研究

侯俊军，潘惜惜

（湖南大学经济与贸易学院，湖南长沙410082）

标准化能否促进企业技术创新
——基于中国上市公司数据的实证研究

侯俊军，潘惜惜

（湖南大学经济与贸易学院，湖南长沙410082）

本文从企业层面出发，在扩展知识生产函数的基础上，利用2010～2013年277家上市公司的相关数据，实证分析标准化对企业技术创新的影响。分析结果表明：标准化对企业的技术创新有显著促进作用，且根据行业的不同影响有所不同。对于高技术行业如通讯信息行业，标准对企业技术创新的促进作用较大；而对于一般传统行业，标准对企业技术创新的促进作用较小。此外，标准对企业技术创新的影响存在时滞效应。

标准化；企业技术创新；企业专利授权数

一、引言

目前，标准化已经引起政府和社会方面的重视和关注，但标准化主体——企业却没有充分意识到标准化的作用，或者企业虽然有意识，但却不知道如何实施标准化。究其原因，主要在于现有研究并没有在经验数据的基础上明确表明标准化在企业中到底有何作用。在企业层面上，影响其技术创新的因素有很多，标准化就是众多影响因素之一。已有研究表明在宏观层面上标准化对技术创新具有显著正向影响，但在微观领域上并没有事实数据证明标准化对技术创新的影响究竟是促进作用还是阻碍作用。本文试图在大数据的基础上进行实证研究，进一步探究这一问题。

关于标准化对技术创新影响的研究，不同的学者通过研究得出的结果也不尽相同，主要结论是：标准促进或阻碍技术创新。

标准化主要通过以下四个途径促进技术创新：一是标准化有利于降低信息不对称。Stoneman和Diederen（1994） 提出标准化有助于使“市场失灵”得到改善，“市场失灵”的原因可以来源于信息不对称和外部性等。Jones和Hudson（1996）认为对于产品而言，标准化的程度与消费者对产品质量评价的偏差呈反向关系，所以标准化可以降低消费者购买中存在的“逆向选择”。二是标准化可以加速技术扩散，缩短技术应用的时间。DIN和Gregory（2000）提出认为可以使技术创新和技术扩散之间的时间缩短，随着技术变更速度越快，技术创新的速度也加快。邢素军（2010）提出创新成果扩散作为创新成果的最后一个环节，其扩散方式有多种途径，其中技术标准就是创新成果扩散的较好途径之一。此外，Gregory（2000）也认为标准化缩短技了术扩散的时间，也有助于提高技术创新的收益。三是技术标准可以为企业创新提供平台。杨武、高俊光和傅家骥（2006）提出标准不仅影响技术扩散路径和时间，还决定着企业能否从技术创新中获益，对技术创新具有基础性作用。Kano（2000）认为标准的这种基础性作用使得企业一旦建立起技术标准，就会为企业后续独特的创新提供良好的平台。吴伟（2007）认为标准化能够引导研发方向，降低决策中的不确定性，是企业成功开发新产品的基础。E.J. lversen（2000）通过研究在ICT世行中的全球技术标准环境，我们可以看出标准化是技术创新的内生要素，其设定条件是技术创新的条件。四是标准化可以降低企业成本。David（1987）对标准化在生产、产品等进行了一系列定义，认为这可以减少消费者与生产者、生产者与生产者之间的交易成本。同时，Adolphi和Kleinemeyer（1995）认为标准化不仅有助于企业通过学习曲线来降低生产成本，也可以加大了企业的规模经济效益。

Temple、Witt和Spender（2004） 通过实证研究标准与技术创新关系的文章相对较少，得出的观点差异也很大。标准化对技术创新的积极影响，国外学者Blind和Jungmittag（2004） 以英国数据和德国数据为基础进行实证分析得以验证。侯俊军、王娟娟（2014）在区域层面上也实证检验了这一观点。David（1985）提出最优技术成为标准会促进技术进步，而次有技术成为标准反而会阻碍技术的进步。因此，Hanseth（1996）认为标准的实施在一定程度上减少了企业创新战略的选择，限制了企业的创新能力。然而，在一些实证分析中，得出了相反的结论。陈长石和刘晨辉（2008）利用1995～2005年的数据分析出，在通信设备制造业中专利申请和标准供给数量呈负相关。

实证分析结论的不同可能是由于方法和数据上的不同造成的，实证分析多集中于国家和区域等宏观层面，微观层面的实证分析较少。标准化对企业行为的影响的研究的薄弱，将会给政府制定最优政策，企业选择最优路径造成麻烦。因此，在微观—企业层面上，标准化对企业技术创新是否存在正向的影响。本文将尝试对这一问题进行分析，以进一步完善标准化对技术创新影响的体系。

二、设定研究模型

知识生产函数的概念是Griliches在1979年首次提出，之后被众多学者应用于技术创新领域的研究，同时也在原有函数的基础上进行了相应的修改和扩展。知识生产函数相对于传统的物质生产函数而言，主要区别是把技术创新作为一种新的特殊生产力，它是知识生产的成果。因此，知识生产函数表达式如下:

其中，Q是技术创新的产出成果，K和L分别代表研发投入中的研发资本投入和研发人员投入。按照Jaffe（1989）对知识生产函数模型的修订和扩展，式（1）可以进一步写为：

其中，A代表影响技术创新产出的其他相关因素。

从式（2）我们可以看出，知识生产函数的因变量和自变量可以分别表示为技术创新的产出和投入。因变量一般用专利和企业研发的新产品销数量（Kochhar，David，1996）来表示，而自变量是由一系列复杂的因素组成。

根据之前的分析可以知道，标准化也是影响企业技术创新的重要因素，我们对式（2）加入标准化的影响后，企业技术创新的函数模型可以表示为：

其中，Q代表企业技术创新的产出，RDK和RDL分别表示为企业技术创新的研发资金投入和研发人员投入，STA代表企业标准化水平。

对（3）式两边取对数可得：

其中，i代表不同的企业，t代表不同的年份；δ代表此模型未包含的影响企业技术创新的其他因素；α、β、γ代表模型待估参数，ε表示误差项。

二、实证检验过程

（一）变量选择和数据来源

本文采用的数据来源于2010～2013年上市公司数据，共包括三个行业，即信息通信行业、机械行业和化工原材料行业，剔除ST企业、标准数小于5的上市公司和各指标数据缺失项，总共277家企业。

本文仅研究标准数大于5的上市公司的原因有两点：一是要有较强的标准化意识或具有一定的影响力。对于标准数小于5的企业，一类是标准化意识不强，受政府部门的要求或建议，被动参与起草标准；另一类是能意识到标准化的重要性，但企业实力不够，在参与起草标准的过程中起到的作用不大。二是数据处理上的合理性。当前中国上市公司中，一半以上的企业未参与过起草标准；在参与起草标准的上市公司中又有接近一半的企业参与起草的标准数小于5；这些标准数较小的企业在很多指标上的值都为零，这会造成后期数据处理上的不可用。因此，本文剔除标准数小于5的上市公司。下文就变量的选取和数据的来源做出解释。

1.被解释变量

（1）企业技术创新的产出。目前，对企业技术创新产出的衡量主要包括两种方法：一是用企业的专利水平来衡量。侯俊军（2013）就是用各地区专利申请数量衡量中国30个省份的技术创新产出。二是用公司研发新产品数量来衡量（Kochhar，David，1996）。由于企业起草的标准中是由许多专利组成，在研究标准化对企业技术创新影响时，企业的专利比企业开发新产品数量更能代表企业技术创新产出。本文采取企业授权的专利数代表企业技术创新产出；其值采取专利的授权数而非申请数，主要原因在于：一是专利申请数仅代表企业技术创新的努力程度，而非成果，专利授权数衡量的是企业技术创新本身。二是下文中作为被解释变量的标准化水平采用的也是已经实行的标准。三是鉴于数据可得性。数据来源于万方专利数据库。

2.解释变量

（1）标准化水平。尽管企业的标准化水平的衡量标准有很多，但鉴于企业的标准化人员，标准化投入资金，是否设立标准化机构等数据难以获得，本文仍采用其他学者相同做法，用企业参与起草的标准存量衡量企业标准化水平。数据来源于工标网（http://www.csres.com/），经过作者整理而得。

（2）研发资本。企业研发费用的投入是流量指标，反映了企业本年度内实际研发资金的投入。但研发投入和物资资本一样也会面临折旧和贬值，它对企业技术创新的影响不仅反映在当期，也反映在之后的创新过程中。因此，参考其他学者的做法，本文也用永续盘存法测算企业研发资本存量。企业本期的资本存量用前一期资本存量和之前所有时期的研发投入现值和。即：

其中，RDKt和RDKt-1代表当期和滞后一期的研发资本存量；k是滞后期，μk是研发支出的贴现系数。δ是研发资本的折旧率。

通常假设平均滞后期是θ，因此，上式可以写为：

其中，Et-θ是实际研发支出，需要通过θ和研发支出价格指数求出。

对于平均滞后期，之前学者一般假定为1，特别是对于时间跨度短的数据，表示为研发支出在1年后变为研发资本存量（Griliches，1980；吴彦斌，2006；白俊红，2011）。

对于研发支出价格指数，参照徐伟民和朱平芳（2003）的方法，设计研发支出价格指数来消除价格影响，即RDpi=0.55CPI+0.45IFP。其中，CPI是消费价格指数，IFP是固定资产投资价格指数。之后用2009年不变价“研发支出价格指数”对研发费用进行平减。

对于折旧率δ，一般设定为15%，主要由于研发资本的更新比实物资本更新快（Gary，2004；白俊红，2011）。本文也采用δ=15%的做法。

在假设研发资本存量的增长率和E的增长率相同时，基期研发资本存量可以写为：

其中，RDKi0为基期研发资本存量，Ei0是基期实际研发支出，g是考察期内E的平均增长率。数据来源于上市公司年报整理而得。

（3）研发人员 （RDL）。企业研发人员的投入对技术创新有直接影响。本文采用企业技术人员的数量来衡量这一指标。数据来源上市公司年报整理。

3.控制变量

（1）企业规模 （TA）。从熊彼得提出创新理论后，企业规模就被认定是影响企业技术创新的重要因素。企业规模可以从影响企业的人力、物力和市场开辟前景来影响企业的技术创新。本文用企业总资产来衡量企业规模这一指标。

（2）行业特征 （IND）。不同行业的企业由于所处市场的竞争环境不同和产品的差异，其技术升级速度不尽相同，研发支出的规模也有差异。本文根据《上市公司行业分类指引》的规定，同时结合本文样本的实际情况，把全部样本分为3个虚拟变量。这三个行业分别是：IND1，当企业为通讯信息行业时，值为1，否则为0；IND2，当企业为机械行业时，值为1，否则为0；IND3，当企业为化工原材料行业时，值为1，否则为0。

（二）变量的描述性统计

在进行回归分析之前，先对数据情况进行大致描述由表1可知。

从表1我们可以看出：①目前大多数企业更重视申请专利，而对起草标准的重视度不够。专利（1nQ）的最大值是标准（1nSTA）最大值的2倍，而专利（1nQ）的均值也远大于标准（1nSTA）的均值。所以无论是从最大值还是从均值来看，企业的专利数都大于标准数。②近年来，中国企业意识到技术创新的重要性，普遍加大了研发资金的投入，特别是小企业。样本公司2010～2013年研发资本（1nRDK）的均值是13.4511，大于1995～2005年的研发资本均值9.431（张倩肖和冯根福，2007），研发资本（1nRDK）的标准差为1.6628，也小于1995～2005年的研发资本的标准差（张倩肖和冯根福，2007）。

表1　变量的描述性统计

（三）相关性分析

表2代表研究模型中变量的相关系数，根据相关系数符号可以看出企业起草标准数与专利授权数呈显著正相关关系，这与研究前的预测一致，表明企业参与起草标准对企业的技术创新有促进作用。

同时还可以看出，企业研发资本和研发人员的投入都对企业的技术创新有正面影响，且数值相差不大，这表明企业参与起草的标准数和企业研发资本和人员一样也是影响技术创新的重要因素。表中企业研发资本和人员与企业规模的相关系数相对较高且为正相关，表明大企业在研发资本和人员的投入上的优势要明显大于小企业，更有利于技术创新。

表2　相关系数矩阵

（四）回归分析

本文采用的是2010～2013年上市公司数据，此数据属于静态短面板数据。本文采取对数据取对数的形式来消除面板数据的异方差性。模型1考察了全部样本上市公司数据整体上参与起草的标准数对企业技术创新的影响。模型2中加入了行业虚拟变量，为了避免虚拟变量陷阱，此模型在有截距的情况下，引入两个虚拟变量。模型3、模型4、模型5分别研究信息通信行业、机械行业和化工原材料行业的技术创新。模型6和模型7则加入了企业起草标准存量的滞后项，分别为滞后一期和滞后二期。

由表3的结果我们可以看出，各模型拟合优度较高，分别为0.5259、0.5646、0.6192、0.7285、0.5623、0.7731和0.7761，且F统计量的显著性水平也很高，均达到了0.0000，这说明此模型取得了较好的拟合效果。在模型2中，上市公司参与起草的标准数对企业技术创新的贡献系数是0.15，表示上市公司参与起草的标准数每增加一个单位，企业授权专利数将会随之增加0.15个单位，上市公司的标准化水平对企业技术创新有显著的正向促进作用。同时，企业规模前的系数在其中5个数模型中为负数，而InTA2的系数为负值，且都呈现出1%的显著性水平。这说明企业技术创新与企业规模之间的关系并不仅仅是单调关系，而是呈“U”形关系。较小的企业在成长初期为了能在行业中生存下去，逼迫自己进行技术创新，而规模较大的企业物力和人力资源雄厚，同时为了保持行业领导者地位，也积极地进行技术创新（Kleinkneht，1989）。

模型1中，在不区分样本中行业差别的情况下，STA、RDK、RDL前的系数分别为0.1641、0.1592和0.3569，且显著性水平都在1%。这说明，上市公司的标准水平整体上对企业技术创新有显著的正向影响，企业起草标准数每增加一个百分点，企业技术创新水平将会提高0.16个百分点。同时，企业的研发资本存量和研发人员数都对企业的技术创新有正向促进作用。其中，企业标准化水平和企业研发资本存量对企业技术创新的影响相差不大，而企业研发人员的投入对技术创新的影响较大。这说明，近年来随着中国企业对技术创新的重视程度加深，加大了研发资本的投入，但由于人才培养需要相当长的时间，适应当前形势的高科技人才尤为稀缺。

模型2中，加入了行业虚拟变量，其他变量的系数和模型1相比，变化不大。代表通信信息行业和机械行业虚拟变量前的系数分别为0.1402和-0.6216，这说明处于高技术产业领域的信息通讯行业企业技术创新水平明显高于机械行业和化工原材料行业，这符合研究前的预测。在通信信息领域中，技术创新升级快，周期短，对技术创新尤为重视，企业要想在行业中生存下去，既不能忽视对技术创新的投入。

模型3、模型4、模型5分别考察了在信息通信行业、机械行业和化工原材料行业中技术创新投入对技术创新产出的影响，模型中STA前的系数分别为0.4571、0.1460和0.0463，且显著性水平都在5%以下。在通讯信息行业中STA前的系数大于其他两个行业，说明此行业标准化水平对企业技术创新的影响较高。在三个行业中，RDL前的系数都大于RDK前的系数，这与之前两个模型一致，在各行业中仍存在高技术人才稀缺的现象。同时注意到，仅有通讯信息行业RDK前的系数为-0.1542，是一个负值。这说明在通讯信息行业中，研发资本的投入已经达到相对饱和，对高科技人才的缺失尤为严重。

表3　面板数据回归分析结果

模型6、模型7主要验证标准化水平对企业技术创新是否存在滞后效应。模型6中，中国上市公司标准化水平和滞后一期的标准化水平对企业技术创新的贡献水平分别为0.1614和0.1133，显著性水平均达到了1%，且调整后的拟合优度也达到了0.7753，高于模型2中的拟合优度。这说明，引入滞后一期的标准化存量后模型拟合效果更好，且滞后一期的标准化水平对技术创新的影响小于当期的影响。因此，中国上市公司标准化水平对技术创新存在滞后一期的影响。在模型7中，进一步引进滞后两期的标准存量，系数为0.0149，没有通过显著性检验。所以，中国上市公司标准化水平对技术创新的影响不存在滞后两期的效应。

四、结论和政策建议

通过前文的实证分析，我们在微观层面证明了标准化水平对企业技术创新的正向影响作用，且促进作用的发挥具有时间滞后效应。结合其他学者分析，我们知道标准化水平在国家和区域层面都显著地促进技术创新。因此，企业坚持标准化战略能为企业赢取竞争优势，占领先机。以下结合中国企业标准化现状提出针对性的政策建议。

（一）加强对企业标准化战略的重视，提高企业参与标准化建设的积极性

上文实证分析明确表明在企业层面上，标准化对技术创新的影响是正向显著的，但总体来看中国企业开展标准化战略的进程较为缓慢。一是企业设立专门标准化机构较少，大部分标准化人员是聘请和兼职形式，人员流动性较大。二是企业虽然加大了技术创新的资金投入，但针对标准化的资金投入较少，企业标准化人员很慢开展管理工作和搜集市场信息，从而使很多企业的标准化工作形式大于实际。因此，标准化工作的开展应首先从对标准化战略的重视开始，这样才能从实际上推行标准化工作。

标准化影响企业技术创新的程度因行业的不同存在差异，上文中通讯信息行业的促进作用明显高于其他行业，这说明越重视技术创新的产业，标准化的影响越大。目前中国现行标准主要以政府为主导，呈现标准提供的“一元结构”，导致社会和市场的作用没有有效发挥，制约了标准的有效供给，这就需要广大企业发挥作用，多参与标准化的建设活动。因此，各个行业要充分认清行业特点和行业趋势，积极的参与标准制定，特别是国际标准的制定的活动中。

（二）强化企业的标准化意识，注重企业内部标准化人才的培养

当今，政府越来越重视标准化战略，但企业却对标准化信念不足。原因主要在于以下两点：一是对标准了解不够；二是对标准的效益认识不够。本文研究明确给出在企业技术创新中，标准化有正向显著影响。这在一定程度上，解决了企业对标准化效益认识不够的问题，让企业充分重视标准化的作用，积极开展标准化工作。企业要实施标准化，必然需要靠专业的标准化人才去实现。从上章的实证研究中可以发现，标准化对企业术创新的影响出现一定时间的滞后，这种现象的出现可能是由于中国企业经营者的标准化意识淡薄和标准化人才的缺失。因此，中国企业的管理人员要从根本上意识到企业标准化的重要性，转变观念，用标准化的技术管理企业，逐步改善企业管理中的人为性，使标准化在企业管理中真正发挥作用。

鉴于此，应开展标准化学科建设。以各类学校、特别是高等院校作为标准化学科建设的主体，重点提升标准化科学技术在学术领域的影响力，推动标准化理论体系和专门方法的形成。

（三）优化企业创新投入的资源配置，促进标准化发挥作用

从前文的实证可以看出，整体上企业标准化水平、资本存量和研发人员都对企业的技术创新有正向影响，其中研发人员的投入对企业技术创新的影响最大。之后，分为三个行业检验的结果表明，只有通信技术行业研发资本的投入对企业技术创新的影响不再是正向而是反向。这表明在通信技术行业的研发资金投入较多，达到了饱和状态，但研发人员的数量和质量跟不上，从而造成资金上的资源浪费。研发人员的缺乏势必会对标准化发挥促进作用产生影响。因此，我们可以采取以下措施，一是政府可以采取一些激励措施，完善该科技人才福利保障制度，以吸引行业高科技人才。二是与研发人员数量上相比，研发人员的质量对企业的技术创新更为重要。这就需要政府加大对高等教育的投入，注重理论与实际的结合。

同时，我们还可以看出在机械行业和化工原材料行业中，研发资本的投入对技术创新的正向影响是非常明显的。因此，我们也不能忽略资本投入，要结合行业特点协调搭配资源，以更好的促进标准化作用的发挥。

（四）标准发挥作用不仅在于企业内部，还需要企业外部良好的环境

标准化对技术创新的影响效果，企业层面小于区域层面，而区域层面小于国家层面，这表明标准发挥作用不仅需要企业内部的重视和改革，还需要一个较好的环境，这样内外结合，促进标准化效用的发挥。这需要政府全国范围内提高标准化的地位，完善标准化的体系，特别要重视调动企业参与起草标准的积极性。目前，中国的标准化管理体制是“统一管理与分工、分级管理相结合”，国家标准化委员会和行业的主管部门在行政系统上是平行的，这种管理制度很容易造成分工责任实现难，也给企业参与到标准化起草中造成了一定的阻力。

因此，一是突出国标委在标准化领域的权威地位，详细制定各部门的工作内容和职责，加强区域、行业和部门间标准化的协调发展，制定、修改和淘汰标准，从而为标准化发挥作用营造良好的社会环境。二是给企业一定的奖励，刺激其参与标准化起草的积极性，加大专利到标准的转化率。

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（责任编辑：周小红）

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

国家社科基金项目“基于标准竞争优势的中国贸易投资大国发展战略研究”（11BJL050）

侯俊军（1974—），男，湖南长沙人，湖南大学经济与贸易学院教授，博士，主要从事标准化与技术进步方面的研究；潘惜惜（1990—），女，安徽人，湖南大学经济与贸易学院硕士研究生。