技术标准对经济增长的贡献是一致的吗

2019-07-10侯俊军曹银丹

贵州财经大学学报 2019年1期

侯俊军曹银丹

摘要：技术标准作为“统一”的市场工具，对经济增长的作用机制和贡献，在同一个市场内被认为是一致的。采用2000—2013年省际面板数据，运用扩展的Cobb-Douglas生产函数，实证研究了技术标准对区域经济增长的贡献。研究结果表明：技术标准对经济增长的贡献在不同层次的市场存在着比较大的差异。在全国层面，技术标准化对经济增长的贡献高于区域层面，区域科技创新能力越高，标准化对区域经济增长的促进作用也更为显著，实行标准化战略能发挥更大经济效益，這对进一步发挥技术标准推动经济增长有着重要的政策意义。

关键词：技术标准;技术创新;区域经济增长

文章编号：2095-5960（2019）01-0047-08;中图分类号：F124.3;文献标识码：A

一、问题提出与文献综述

经济全球化、技术创新、经济可持续发展已成为当今世界经济发展的主题，标准化经济效益评价工作一直备受国际标准化组织和各国专家学者的关注。德国标准化协会（DIN）在2000年和2011年、法国标准化协会（AFNOR）在2009年、加拿大会议委员会（CC）在2007年、澳大利亚国际经济中心（CIE）在2006年、英国贸工部（DTI）在2005年分别对标准的经济效益展开量化研究（范洲平，2013）[1]，得出了基本相同的结论：标准化能够有效促进经济增长，但研究结果表明，标准化对各国经济增长的促进作用并不一致，存在一定的差异。以上各国陆续开展的标准化经济效益评价工作，对我国研究标准化经济效益的途径和方法具有重要的理论和实践意义。

我国地域辽阔，区域间经济发展存在非均衡增长现象，不同省市经济增长速度及经济发展水平仍存在较大差异。2013年，广东省地区生产总值达到6.2万亿，同期西藏自治区生产总值仅为802亿，大部分中东部城市GDP也达到一万亿以上，而落后的西部省市GDP仅上千亿元。同年，广东省负责起草的国家标准和行业标准存量之和为3212项，北京市、上海市负责起草的国家标准和行业标准存量之和均上万项，而西藏标准存量仅为43项，其他落后西部省市标准存量仅上百条。分析发现，不同省市地区标准化水平存在巨大差异，这无疑导致了标准化对区域经济增长的差异影响。

由图1可知，截至2013年底，制定国家标准和行业标准数量超过1500项的有上海、北京、天津、浙江、江苏、山东、广东、重庆、四川这九个省及直辖市，标准数量在800项—1500项之间的有辽宁、河南、福建、湖南、湖北、河北、吉林、安徽、黑龙江、陕西、陕西这11个省份，其余省份标准数量在800项以下，其中，落后西部省份宁夏、青海、西藏标准数量仅不到200项。

我国正值全面深化改革之际，中央提出“政府要加强发展战略、规划、政策、标准等的制定和实施，加强市场活动监管”，也就是说标准也成为政府宏观调控的手段，更全面认识到标准在经济发展中的重要地位，这对标准化战略实施和区域经济政策的颁布具有巨大的理论指导意义。为深入贯彻国务院2018年制定的《深化标准化工作改革方案》，国标委、国家市场监督管理总局出台了《关于改进和加强地方标准化工作意见》，对于加快区域标准化战略实施、增强区域标准化水平、充分利用标准化工作服务于地方经济发展，从以下方面提出了具体意见：积极开展地方标准化活动、强化标准化战略意识、创新标准化工作管理机制、加大标准实施和监督力度、夯实地方标准化工作基础。由于地方标准是我国标准体系的主体，开展我国整体及区域间标准化经济效益评价工作，可为我国制定国家宏观标准化战略及地方区域标准化战略提供重要参考依据，促使地方标准化工作在新形势下进一步明确方向、找准定位、坚定信心。

关于区域经济增长的研究，尽管已经从社会资本（金丹，2012）[2]、劳动力流动、区域金融中心（周天芸等，2014）[3]、工业化进程（潘越、杜小敏，2010）[4]、金融集聚（李林等，2011）[5]、产业集群（涂山峰、曹休宁，2005）[6]等众多方面展开研究，但把技术标准作为变量纳入区域经济增长评价体系中还比较少。目前关于技术创新、技术标准与国家经济增长三者关系的研究较多，但基于区域经济增长的角度，利用省际数据来研究技术标准化对区域经济增长差异的文献并不多。最早从宏观层面实证分析标准与经济增长关系的是德国研究小组（Jungmittag，Blind & Group）[7]，采用Cobb-Douglas生产函数，明确度量了标准对德国经济增长的贡献;德国标准化协会（DIN）[8]指出标准对经济增长发挥着关键作用;英国贸易与工业部（DTI）采用1948—2002年数据，分析标准化对英国经济增长的促进作用[9]，结果表明标准化对于提高国家竞争力以及宏观经济发展起着重要推动作用。刘振刚（2005）采用我国1990—2002年数据，把技术标准纳入Cobb-Douglas生产函数，得出标准对经济增长的贡献率为4.8%。[10]于欣丽（2008）使用1978—2007的数据进行实证研究，除标准外还综合考虑了专利和科技经费投入，结果表明标准对经济增长的贡献率为7.9%。[11]王耀中、侯俊军（2007）综述评论了国内外关于标准与经济增长的关系，有的从技术标准化促进对外贸易、加强市场一体化、推动技术进步等角度来阐述技术标准对经济增长的贡献，但也有从市场垄断、贸易限制、次优技术锁定等角度质疑标准化的促进作用。[12]赵树宽等（2012）通过构建VAR模型，得出技术标准、技术创新与经济增长存在长期动态均衡关系。[13]

基于技术标准对经济增长研究的现有文献，大多数是从国家层面，如研究技术标准对经济增长（刘振刚，2005;于欣丽，2008）及对外贸易的促进作用（Moenius，2006[14];侯俊军，2009）[15]，或者行业层面如研究技术标准提高行业产值，提升产业竞争力（Gregory Tassey，2000;[16]李哲、刘彦，2010[17]）的角度进行的实证研究。与前人的研究相比，本文的创新之处在于：第一，把技术标准作为一种新型生产要素指标纳入区域经济增长评价体系中，探究其对经济增长的影响大小;第二，对我国区域科技创新实力进行综合评估，然后基于此角度，进行技术标准化对区域经济增长的影响差异实证分析，对比研究了技术标准化在全国层面和分区域层面对经济增长的差异影响。

二、模型设计

本文实证研究技术标准、技术创新对经济增长的作用及影响大小，因此将表示技术创新的发明专利申请数和表示技术标准水平的标准存量纳入传统的Cobb-Douglas生产函数，扩展后的生产函数如下：

取对数线性化后得：

Yit代表i省t年的实际GDP，已剔除通货膨胀影响;PATit代表i省t年的发明专利申请数，与以往研究不同，考虑专利授权数受政府专利机构等人为因素影响较大，本文選取专利申请受理数作为衡量技术创新的指标;STDit代表i省t年的国家标准和行业标准之和，衡量各省技术标准化水平，由于各地区标准化委员会、地方标准数量、标准化投入人员及经费等数据缺失，所以参照大量学者的研究，仍以标准存量来衡量标准化水平;LitKit分别代表i省t年的就业人员数和物质资本存量，采用永续盘存法来计算资本存量，其中Kit=Kit-1（1-d）_Iit，Iit为全社会固定资产投资额，d为资本折旧率，张军等（2004）估计了1952—2000年中国省际物质资本存量，本文采用的折旧率选择其假定的4%，并使用其估算的各省2000年的资本存量作为起始资本存量，对于全社会固定资产投资额同样也需要考虑折旧，采用其文中计算的9.6%。[18]

本文中历年省际标准存量数据来源于万方标准数据库，各省GDP、就业人数、固定资产额及专利数据来自历年中国区域经济统计年鉴以及国务院发展研究中心信息网。

三、实证检验与结果分析

本文以2000—2013年中国各省宏观经济数据为样本，首先对对数化的GDP、K、L、PAT、STD进行单位根检验，检验结果如表1所示：

由表1可知：进行对数化的GDP、K、L、PAT、STD序列数据在1%的显著水平下均为一阶单整，故可对变量进行协整检验，根据Pedroni（1999）的证明，Panel ADF-Statistic、Group ADF-Statistic 检验效果优于Panel v-Statistic、Group rho-Statistic，因此，当协整检验结果出现差异，以ADF统计量为标准。Kao（1999）利用推广的DF和ADF检验指出进行面板协整检验的方法，本文采用ADF值。结果如表2所示：

采用Kao检验和Pedroni检验对上述面板数据进行协整分析，从检验结果来看，Kao统计量在1%的置信水平下拒绝不存在协整关系的原假设，假设不同截面具有不同自回归系数的Panel PP、Panel ADF、Group PP和Group ADF 均表明变量间存在显著的协整关系。

在对面板数据进行回归分析时，首先要考虑样本个体间的差异，本文对我国2000—2013年省际面板数据进行处理，检验结果如表3所示：

似然比检验，该检验原假设是建立混合效应模型，结果显示F值为131.2288，P值为0.0000，故拒绝原假设，应建立个体固定效应模型。Hausman检验，原假设是个体效应与回归变量无关，应建立随机效应模型，而检验结果Hausman 值为18.6450，P值为0.0009，故拒绝原假设，应建立个体固定效应模型。

本文使用Eviews6.0统计软件对所判定的个体固定效应模型进行回归分析，结果如表4所示：

根据表4中的数据，模型估计结果为：

由回归结果可以看出该模型R2及调整后的R2均很高，说明模型对所观测到的数据模拟情况很好，F统计值为2257.263，说明回归方程显著，所有系数均在5%的显著性水平上不为零，说明这些自变量指标都有很强的解释能力。从模型回归结果来看，各省技术标准水平、技术创新能力对其经济增长具有重要的促进作用，标准化水平对经济增长的贡献为0.1425，仅次于就业人员数和物质资本存量的贡献率，日益成为对经济增长具有显著效益的关键因素。

为了综合评价我国各省市科技创新能力，探讨区域科技创新实力差异对技术标准化经济效益发挥的强弱影响，本文采用2013年我国各省市相应的指标样本数据，运用SPSS19.0因子分析法计算各省市科技创新能力综合排名（王宗军等，2011;[19]李庭辉，范玲，2009;[20]任胜刚，彭建华，2007[21]），然后将全国各地区分为科技创新能力较强、一般、较差三种类型，接着对这三块区域分别进行模型回归。依照指标能客观、系统、全面反映地区科技创新能力的原则，本文主要从区域知识创造能力、区域企业创新能力、区域创新环境、区域创新产出4个方面选取了20个指标，构建了如下评价体系如表5所示：

本文根据相关系数、KMO测度结果和Bartlett球度检验结果来检验原始数据对于因子分析的适用性。由SPSS输出的各变量相关矩阵结果可知，大部分相关系数值都在0.3以上，因此原始数据适合做因子分析。如表6所示，KMO检验结果显示，KMO值为0.747，大于0.6，表明对观测量做因子分析具有较好的效果。同时，由Bartlett球度检验结果可知，调整后的数据矩阵的Bartlett球形检验的卡方近似值为1459.434、自由度为190、显著性水平为0.000（小于0.0001），拒绝相关系数为0的原假设，即说明变量间存在相关性，所以经过调整的数据较适宜进行因子分析。

运用主成分分析法进行因子提取，根据特征值大于1的原则来选取影响因子，总方差解释表如7所示，结果显示：特征值大于1的因子有3个，而且累计贡献率达到93.293%。采用主成分分析法选取依据，因此选取前三个主成分可以基本代表原来20个指标来评价各地区科技创新能力。

首先运用回归分析法估算F1、F2和F3各公因子的得分系数，再得出综合得分，采用旋转后方差贡献率：F综=0.5586×F1+0.3786×F2+0.0628×F3，以各因子的方差贡献率占三个因子总方差贡献率的比重作为权重进行加权汇总，根据SPSS19.0输出的各因子得分，带入上述公式，从而得出各地区科技创新能力综合得分，如表8所示：

本文将科技创新能力综合得分为正的列为科技创新能力较强的地区，由高到低依次有北京、江苏、广东、浙江、山东、上海、四川、天津、辽宁、湖北10个省市，把综合得分位于-0.4—0区间内的列为科技创新能力一般的地区，依次有安徽、河南、陕西、福建、湖南、河北、重庆、黑龙江、吉林、山西、江西11个省市，其余9个省市列入科技创新能力较差的地区，其中西藏标准化水平过低，暂不纳入回归分析。下面对这三块区域分别进行模型回归分析，采用F检验和Hausman检验判定应选择个体固定效应模型，运用Eviews6.0进行回归分析，结果表9所示：

由表9可以看出，以上两个模型的拟合优度均较高，除专利数据外，表明各地区经济增长与各因素之间相关性很强，且标准化水平的系数均通过了5%显著性水平的检验，说明标准化对各地区经济增长起着明显的促进作用。在科技创新能力较高的地区，标准数量每增加1%，会引起经济增长0.1277%，在科技创新能力一般及较差的地区，标准数量每增加1%，分别会引起经济增长0.1052%及0.0720%，均低于前者技术标准化的经济效益。可见，标准化对经济增长促进作用的发挥还与本身经济体的科技创新实力相关，科技创新能力越高的地区，标准化对经济增长的贡献度也越高。

四、结论与建议

本文使用2000—2013年省际面板数据，将技术标准、技术创新纳入Cobb-Douglas生产函数，得出如下结论：

1.技术标准、技术创新对经济增长有着显著的促进作用。从全国30个省际层面来看，技术标准存量每增加1%，会引起经济增长0.1425%;专利存量每增加1%，会引起经济增长0.1147%。

2.标准对经济增长的促进作用在全国层面和区域层面上有一定的差异。标准存量对经济增长的贡献弹性系数在不同科技创新能力区域分别为0.1277、0.1052、0.0720，而对全国整体经济增长的弹性系数为0.1425，标准对经济增长的促进作用在全国层面更为显著。从全国层面来看，不同于区域竞争格局，统一的全国市场为技术标准促进技术创新与进步创造了更大的发展平台，说明技术标准发挥经济效益需要全国统一的市场，市场越大，用户基础越大，标准的技术外溢性越明显，同时技术标准化经济效益的发挥也受地区科技创新能力的影响。

3.专利对经济增长的促进作用在科技创新能力较高的地区最为显著，弹性系数为0.1495，高于全国整体的贡献率0.1147。科技创新能力越高，专利促进技术创新成果产业化更有效，促进技术升级与进步，从而推动经济增长。反之，则会在一定程度上阻碍专利对经济增长作用的发挥。

4.標准化在科技创新能力较高的地区对经济增长的促进作用更为显著，对经济增长的贡献率达到0.1277。在科技创新能力较高的地区，区域知识创造能力、区域企业创新能力及区域创新环境等均具有相对优势，技术创新带来了技术发展的新特点，推动了技术标准的发展，而技术标准也加速了技术扩散和技术创新的进程，二者相互协调发展，共同促进标准化经济效益的发挥。在这些地区，标准质量和实施效果明显提升，技术标准是创新成果向现实生产力转化的必要手段，对促进技术进步、经济发展有重大推动作用，是实现技术赶超与经济增长的重要助推力量。

5.在科技创新能力一般及较差的地区，标准化对经济增长的促进作用相对较小，对经济增长贡献率分别为0.1052及0.0720。可以看出，标准化经济效益的发挥也会受到一定阻碍，在科技创新能力相对较弱的地区，其研发投入、经济基础及教育基础相对薄弱，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和技术标准经济效益的发挥。随着市场化程度的加深，对标准化的要求也日益提高，有时技术标准水平难以为技术创新成果产业化提供有效支撑，一定程度上削弱了对经济增长的推动作用。

根据以上结论，结合我国实际情况，提出以下建议：

1.技术标准和技术创新均对我国区域经济增长有着重要贡献。所以应积极推进产学研合作，加大标准化工作力度，贯彻落实标准化战略的制定、实施和监督，不断完善标准化体系和技术创新体系，提升标准的先进性、适用性和有效性。

2.加强并有效均衡区域间标准化和科技创新能力的协调发展，强化地方标准化工作及体系建设意识。科技创新实力较强的地区应立足自身发展优势，加强对科技创新能力较差的地区的标准化工作引导与扶持，在把技术水平高、适用性强的先进标准推广好应用好的基础上，带动广大地区加快制定实施标准化发展战略。同时地方政府应明确在开展标准化工作中，市场起导向作用，企业作为主体参与标准化活动，政府应充分发挥其服务职能，满足地方对标准化活动的需要。

3.各区域间应加强技术资源联系，鼓励建立产业联盟和技术论坛，激发市场主体活力，组建战略联盟嫁接外部研发资源，通过市场调节标准化活动，增加标准的有效供给。不论是国家、行业还是企业，都应积极投入到标准化工作中，根据自身实际情况制定标准化战略和创新战略。

4.目前各省市经济发展水平、科技创新能力水平及标准化水平发展情况差异较大，在科技创新能力较差的地区正好可以结合自身产业特色和发展重点，同时加大区域创新投入，营造良好的区域创新环境，加快开展技术标准战略，依靠技术进步、管理创新，健全可靠性标准体系，充分发挥标准化的经济效益。立足创新，夯实基础，加强各地方标准化工作，不断提升区域标准化水平从而有效带动全国整体标准化水平的提高，进而加强我国国际标准化工作的能力和水平。

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