技术标准对企业关键技术自主化的影响机制研究——来自民营企业的微观证据

剧晓红

(安徽工业大学商学院,马鞍山,243032)

1 问题的提出

在百年未有之大变局的背景下,国家之间的竞争形势日趋激烈,把握科技发展主动权,突破关键“卡脖子”技术,实现国内自主可控,是增强竞争优势与维系国家安全的重要方式[1]。党的二十大报告指出要加快实现高水平科技自立自强,2022年中央经济工作会议也提出要围绕制造业重点产业链,找准关键核心技术和零部件薄弱环节。关键技术是系统、产业链或技术领域内关键且较难被替代的“卡脖子”技术[2]。我国一些关键技术面临的“卡脖子”问题,除了基础科学积累不足,也有标准引领的不足。如工艺流程、设计规范等受制于人,进而在技术创新路径上被“锁定”,始终处于“跟随”状态,最终形成“路径依赖”,标准成为技术创新的前进壁垒。国际标准化组织(ISO)认为,标准是由权威机构制定和批准的文件,规定了规则、导则或特性[3]。国内《标准化法》指出,标准是产业和社会事业等领域需要统一的规范要求,主要指技术标准,代表产业和企业应满足的最低技术规范[4-5]。当前,标准已成为行业技术水平与自主创新能力的制高点,谁主导标准制定就意味着拥有该领域国际话语权[6]。《国家创新驱动发展战略纲要》也强调,要“健全技术创新与标准化互动支撑机制”[7]。然而,相对于在国际博弈中的技术劣势,中国标准的主导权劣势更为突出,迫切需要完善标准国际化战略,提升技术创新能力与制度性话语权[8]。

改革开放以来,我国民营经济实现了从“0”到“56789”的跨越式发展,70%以上的技术创新均由民营企业完成[9],民营企业逐渐成为我国突破关键技术的重要力量[10]。同时,民营企业的标准化工作也取得突出成就。国家市场监管总局数据显示,在全国专业标准化技术委员会中,民营企业委员超1.5万人次;在国际标准化组织和国际电工委员会中,民营企业注册的专家超1000人[11]。但相对于民营企业的科技创新成果,标准化工作还有待强化,如近年来中国标准创新贡献奖中,民营企业只占38%,调研样本中小微民营企业只有六成设立了标准化工作部门,比例偏低[11]。此外,民营企业创新主要集中在中后段的产品创新和工艺创新,对于前端的基础创新和关键核心技术突破与自主化尚待提升。在新发展格局下,关键技术自主化并不意味着关起门搞研究,而是要积极利用好“双循环”的有利条件,加快实现自立自强,对外直接投资在技术标准与企业关键技术自主化之间发挥重要作用。同时,民营企业对外投资,会涉及到对东道国相关信息的获取,是否有信息咨询机构提供相关信息服务等问题,这些都是新形势下需要关注的方向。

技术标准与技术进步的研究最早在1919年由马歇尔(Alfred Marshal)提出,随后,国内外学者对二者之间的关系进行了不同层次及维度的研究。有学者认为技术标准对技术创新具有促进作用,既可基于标准轨道,对多样化技术选择进行约束,优化技术创新资源配置,实现特定技术范围内的技术持续创新[12-13];又可基于标准的兼容性与编码化进程,为企业提供技术创新的基础平台[14]。但也有学者认为两者关系不好明确,促进与抑制作用并存[15],但整体上促进作用大于阻碍作用[16]。这些研究为揭示技术标准与企业关键技术自主化间的关系奠定了研究基础,但仍有不足之处,一是缺乏技术标准对民营企业关键技术自主化的影响研究,二是缺乏“双循环”背景下企业对外直接投资在其中发挥的调节作用探讨,三是缺乏外部投资信息及信息咨询机构在其中的角色扮演剖析。因此,本文拟对上述问题展开探索,更深层次剖析在民营企业群体中,技术标准对企业关键技术自主化的作用规律。

2 研究假设

2.1 技术标准对企业关键技术自主化的作用机制

将有限资源分配至关键技术自主化的创新路径上,是企业的重要战略选择。资源基础理论认为,企业竞争优势依赖其所拥有的资源[17],这些资源应具有价值性、稀缺性、不可模仿性和不可替代性[18]。资源是企业决策的逻辑起点,也是其突破关键技术的重要前提。民营企业整体实力较弱,资源有限,这在一定程度上限制了关键技术自主化实现,而技术标准对推动民营企业的资源集聚可发挥较大作用。首先,技术标准本身就是稀缺资源[19],掌握技术标准可获得短期市场势力并锁定竞争优势[20]。其次,拥有高质量的技术标准可让企业获得更多的外部资源加持。信息高度流动时代,声誉资本对企业发展至关重要[21]。技术标准是一种高质量的声誉资本,可作为确定性的信号,传递给外部市场主体和要素拥有者,减少企业与市场的信息不对称,有利于加大关键技术攻关资源的投入。最后,技术标准可推动企业得到更多发展机会。以技术标准为纽带所进行的一系列技术创新过程,有助于获取创新网络中的相关资源[22],如国家组织的各类重大技术攻关,拥有技术标准的企业因其良好的声誉,可在“揭榜挂帅”中获得先机,牵头整个产业链创新资源。各类技术在寻求产业化过程中,会重点倾向于拥有技术标准优势的企业,进而有利于获取关键技术自主化所需资源的持续投入。

创新是沟通、协调、合作与协同的动态过程[23],社会发展的复杂性及创新的多要素参与性,决定了企业关键技术突破应采取协同、链接等行动,以实现组织资源与战略的契合[24]。协同演化理论指出,具有密切关系的多元主体发展过程中应弱化主体之间的竞争关系,增强共生共栖关系[25]。民营企业受实力所限,大多不位于产业链链主位置,协调能力较弱,而技术标准在推动多元创新主体和要素协同演化方面起到重要作用。一方面,技术标准可降低初始创新体系的匹配成本。关键技术是相对复杂的技术体系,是多领域、学科交叉的知识有机集成,技术高度复杂性需要融合跨企业、跨产业及跨国家边界的多源技术资源[26],技术标准的统一性和开源性可以减少资源融入创新系统的初始搜索和匹配成本。另一方面,关键技术的高复杂性、强依赖性等特征,致使关键技术突破须基于创新生态系统,加强各子技术成员间的有效耦合[26]。技术标准可凝聚价值共识[27],有利于推动创新系统集成。技术标准可为多元创新主体提供产品、流程、格式、规程等系列要素规则,协调多元主体的技术偏好,通过融合各创新主体之间的资源以实现技术兼容[22]。此外,技术标准可克服协同演化过程中的时空分割,促进模块化创新,加强各模块创新主体间的高效协同创新联系,从而有助于企业关键技术自主化的实现。据此,本文提出以下假设:

H1 技术标准可以促进企业关键技术自主化。

2.2 对外直接投资的调节作用

关键技术自主化并不意味着关起门搞研究,而是要在新发展格局下,加快发展以我为主的全球价值链条件下的自立自强[28]。对外直接投资是获取国际创新资源、技术优势、前沿技术的重要手段之一,也是我国参与全球价值链分工,向全球价值链高端跃升的关键渠道之一[29]。伴随“一带一路”的深入推进,我国企业对外直接投资规模日益扩大,民营企业在其中占据重要地位。相对于在国内开展业务,民营企业在“走出去”过程中,必然面临着全新的外部环境和更高的能力要求,只有动态调整能力结构和提升能力水平,才能适应变换的外部环境。动态能力理论指出,动态能力是创造动态竞争优势的能力集合[30],企业既要加强外界知识获取与吸收,还应重视经验积累与知识更新[31],同时要保持与外部的互动,强化环境应对能力,并能协调与优化内外部资源[32]。伴随民营企业“走出去”动态能力调整,必然对技术标准影响企业关键技术自主化实现有一定的调节作用。

一方面,对外直接投资可提升民营企业创新等级,正确识别国际关键技术前沿发展水平与趋势,从而有利于动态调整企业关键技术的突破起点。民营企业关键技术自主研发与创新是基于现有技术积累的延续与突破,而已有储备的技术积累,一般以技术标准的方式固化传承[33]。技术标准是相应行业技术进步演化的归纳与凝练,是对整个技术发展路径的描绘与报告,其对于企业关键技术自主化具有较大程度上的指导与参考价值[34]。在对外直接投资过程中,企业通过解构国际产品的关键技术,可以动态跟踪国际市场需求变化,跟踪与把握关键技术动态演化规律[35]。伴随技术标准动态变化,民营企业可以在原有技术轨道上进行更深层次优化与创新,减少关键技术自主化的方向不确定性,有利于站在全球最新创新成果的肩膀上,开拓自身技术轨道,寻找突破节点,动态调整目标,助推关键核心技术形成。

另一方面,对外直接投资可以助推技术标准的创新扩散。创新扩散指新技术通过多元渠道在社会系统内推广与传播[36]。技术标准的制定与推广主要目的是通过扩散赋能,基于创新主体的创新互动与反馈,使创新成果全面涌现,并动态推动技术互补与替代。关键技术自主化过程,离不开技术标准推动的创新扩散、互动、反馈。企业可通过设立跨国企业,加强与先进国家或机构的技术合作与交流,加速融入全球创新网络,获取异质性创新资源、前沿技术知识以及高层次技术人才等[35]。企业的对外直接投资过程,也是技术标准的“走出去”过程[37]。对外直接投资让企业进一步贴近国际市场,加强与当地市场的信息互动与反馈,关注利益相关者诉求,提高技术标准的本地化水平,减少创新的不确定性[38]。国际标准组织通常会考虑由国际市场占有率高、影响力强的企业参与技术标准的制定,民营企业在国际市场上的优良表现,有助于进入国际标准组织的视野。这不仅有利于加速我国构建本国技术标准体系,还有利于参与和主导国际标准制定,进而加速推动关键技术自主化步伐。据此,本文提出以下假设:

H2 对外直接投资在技术标准与企业关键技术自主化之间起到正向调节作用。

2.3 外部投资信息及信息咨询机构的作用

企业获取与利用外部信息以弥补自身的短缺资源,日渐成为企业持续竞争优势保持的重要方式[39]。Freeman[40]也提及市场信息等外部资源在企业创新中逐渐发挥越来越重要的作用。外部投资信息搜寻与了解是企业解决对外投资不确定因素、发现新机会的有效途径。有学者指出,在影响我国企业对外直接投资的主要障碍中缺乏海外的竞争情报和信息占所调研企业比例为32.04%[41]。中国民营企业的对外直接投资对东道国的政策、投资环境、市场信息依赖程度较大,相关外部投资信息的缺失,会在某种程度上致使我国企业对外直接投资决策处于信息不对称与被动的状态,增大了对外直接投资的盲目性和风险性,也阻碍与降低了企业“走出去”战略的主动性。

此外,民营企业对外部投资信息搜寻途径较多,可以选择依靠企业自身力量进行外部信息搜寻,也可依托专业性的信息咨询机构。但是,当外部投资信息日益具有综合性与复杂性时,部分民营企业较难仅依据自身能力来满足日趋增长的信息获取需求与高昂的搜寻成本。一方面,部分民营企业较难基于专业视角搜寻与梳理相关对外投资信息;另一方面,较多信息具有一定的不确定性,碎片化的信息搜寻会消耗企业有限的资源。信息咨询机构为民营企业提供有关对外投资市场环境调研、法律优惠政策咨询、风险规避等全流程、全方位的专业化、国际化信息咨询服务,对于加快民营企业“走出去”具有重要的战略意义。因此,对民营企业来说,外部投资信息了解是否充分,国内信息咨询机构是否健全,是对外直接投资发挥正向调节作用的重要前置条件。据此,本文提出以下假设:

H3a:外部投资信息是发挥对外直接投资正向调节作用的重要条件。

H3b:信息咨询机构是发挥对外直接投资正向调节作用的重要条件。

3 研究设计

3.1 数据来源

江苏是中国经济大省和强省,民营经济发达,创新活力强,本文选取2011—2018年江苏省民营企业调查数据,具有较强的代表性。数据样本为各年度营业收入总额在一定规模以上(2011年为3亿元以上,其后各年份为 5 亿元人民币以上)的私营企业、非公有制经济成分控股的有限责任公司和股份有限公司;国有绝对控股企业、外资绝对控股企业、港澳台资绝对控股企业不在调研范围内。清洗后共有5836家企业的原始混合截面数据,在计量检验中,自动剔除个别指标不全的样本,最终样本量有所减少。该数据由政府相关业务部门组织,具有准确性和权威性。

为控制极端值对实证的影响,本文采用winsorization方法,以上下1%对极端值进行修正。

3.2 模型设定与变量定义

基于上述理论分析,本文构建以下回归模型:

①为检验假设H1中技术标准与企业关键技术自主化之间的关系,回归模型设定为:

Indepijk=α0+α1JBijk+α2CVijk+μi+μj+μk+εijk

(1)

公式(1)中,i、j和k分别指行业、年份和区域,ε表示随机扰动项。μi、μj和μk分别为企业所在行业(Indus)、年份(Year)、城市(City)的固定效应,以控制相关差异对企业技术标准化作用的影响。

被解释变量为关键技术自主化(Indep),即企业关键技术自主开发与研制情况,为二值虚拟变量。测量题项为“企业关键技术来源”,答案选项有“自主开发与研制、模仿、引进技术、并购企业、企业合资等”。本文将企业选择自主开发与研制的赋值为1,未选择该项赋值为0。

核心解释变量为技术标准(JB),即指企业制定国际、国家或行业标准情况,包括牵头标准制定和参与标准制定两类。本文设置四个细分变量,即Sum_JB:制定标准类型,其中有两类标准制定类型的赋值为 2,仅有一类标准制定类型的赋值为 1,没有的赋值为0。Dum_JB:标准制定类型哑变量,只要有一项标准制定类型的赋值为 1,没有的赋值为0。Dum_JB1:牵头标准制定的哑变量,有该类型的赋值为1,没有的赋值为0。Dum_JB2:参与制定标准的哑变量,有该类型的赋值为1,没有的赋值为0。

②为检验假设H2,回归模型设定如下:

Indepijk=β0+β1JBijk+β2JBijk×OFIDijk+β3OFIDijk+β4CVijt+μi+μj+μk+εijk

(2)

其中OFIDijk为对外直接投资变量,具体内涵在后文实证检验过程中详细阐释,其他设置和模型(1)相同,指标的具体内涵在相应的检验章节进行说明。

③CV为系列控制变量,本文参考相关研究将控制变量设置为企业规模(Size),即企业的员工数量,单位为万人;企业年龄(Age):即企业的实际存续年龄,并除以100;企业总资产周转率(Tat):即当年销售收入净额与平均资产总额的比值;资产净利率(Roa):即净利润与平均总资产的比值;资产负债率(Lev):即负债总额与平均资产总额的比值;营业收入增长率(Inc):即本年相对上一年的销售增长额与上一年销售额的比率;资本密集度(Capi),即人均固定资产(元),取对数。

3.3 描述性统计

由表1行业分布统计可知,制造业占比为73.94%,我国是世界制造业第一大国,制造业也是突破关键技术的主要力量。但生产性服务业和高新技术产业占比较低,如信息传输、软件和信息技术服务业占比仅为0.43%,科学研究和技术服务业占比仅为0.05%,有待进一步优化提升。

评价方法是引导教学目标实现的关键因素，教学目标不同，评价方法也会有所不同。随着SPOC模式下的沙盘教学模式逐渐增多，而与之匹配的评价方法却未能跟上教学改革的步伐。

表1 样本行业的分布统计

由表2可知,总体来看,样本企业处于较为健康的生存状态。其中:①近七成民营企业有关键技术自主研发(Indep均值为0.69),表明我国上规模民营企业具有较强的自主创新能力;②有37.63%的企业牵头或参与制定技术标准,表明上规模民营企业较为重视技术标准工作;③企业平均存续为16.92年;④企业平均员工数超过3319人,企业总体处于中等规模,也有部分规模较大的头部企业。

表2 关键指标的描述性统计

4 基本回归分析

4.1 技术标准对关键技术自主化的作用分析

表3为技术标准对企业关键技术自主化的回归结果。①列(1)和(2)为总体层面技术标准对关键技术自主化的影响。解释变量分别为Sum_JB、Dum_JB,拟合效果pseudoR2较好,核心解释变量回归系数均为正,且均通过1%水平上显著性检验,即从类型、哑变量来测量,技术标准均显著推动关键技术自主化。②列(3)和(4)分别为牵头、参与技术标准制定的回归结果,结果显示,企业牵头或参与技术标准制定对关键技术自主化的作用均为正,并全部通过1%水平上显著性检验。

表3 技术标准对关键技术自主化的影响

其中,牵头技术标准制定的作用系数高于参与,表明企业牵头技术标准制定具有更大的推动作用。总体来看,假设H1得到验证。

4.2 技术标准对关键技术自主化作用的异质性检验

由上文论证可知,技术标准可推动企业实现关键技术自主化,而针对这种特征在不同的行业、生命周期、规模企业之间是否具有差异性的分析结果如表4所示。

表4 分行业、生命周期、规模的比较

4.2.1 企业所在行业

根据尹美群等[42]的研究,将企业所处行业分为劳动密集型、资本密集型、技术密集型三大类,分类检验结果见表4列(1)—(3)。从系数大小可以看出,在劳动密集型行业,技术标准的推动作用最大,其次是技术密集型,最弱的是资本密集型。可能因为,劳动密集型企业转型升级对技术有着迫切需要,较为重视技术标准工作;技术密集型企业因本身行业性质,同样重视技术标准工作,但边际效应小于劳动密集型行业;资本密集型行业资金进入门槛高,垄断性较强,可能对技术标准工作相对忽视,应鼓励其将资金优势多倾斜到企业关键技术自主化。

4.2.2 企业生命周期

国家市场监管总局相关研究报告指出,企业成立后的3年至7年死亡率较高,是企业生存的“瓶颈期”。基于此,将企业分为两大类,不超过7年的企业为成长期企业,7年以上为成熟期企业,分析结果见列(4)和(5)。数据显示,处于成长期的企业,技术标准的作用要显著大于成熟期的企业。可能因为,成长期企业存在较大的生存压力,迫切需要通过创新来掌握技术“护城河”,提升市场竞争力,而成熟期的企业市场相对稳定,生存压力较小,因而掌握关键技术的动力也相对较弱。

4.2.3 企业规模

4.3 技术标准对关键技术自主化作用的稳健性检验

4.3.1 样本选择偏差问题

依据陈东等[43]的研究,文章采用倾向得分匹配(Propensity Score Matching,PSM)方法和偏差校正匹配(Bias Corrected Matching,BCM)方法。首先根据Dum_JB、Dum_JB1、Dum_JB2,分别将企业样本划分为两组,将有技术标准制定的作为处理组,没有技术标准制定的作为控制组。基于此,将前述控制变量作为协变量匹配变量进行1∶1近邻匹配、1∶4近邻匹配、1∶4卡尺匹配、半径卡尺匹配、局部线性回归匹配(使用默认的核函数和带宽)、核匹配、样条匹配、马氏匹配。由于倾向得分匹配得分时存在不确定性,更重要的是,非精确匹配可能存在偏差,因此,进一步使用BCM的方法对比检验。选用多种匹配方法以检测结论的稳定性,若各方法检测结果相似,则证明结论是稳健的。

在使用PSM之前,使用平衡性检验来验证匹配变量选取是否符合要求。以近邻匹配为例,由图1可知,所有变量在匹配后偏差缩小了。由图2可知,大多数观测值均在共同取值范围内(on supoort),故在进行倾向得分匹配检验时仅会损失少量样本。

图1 各变量的标准化偏差图示

图2 倾向得分的共同取值范围

由表5 ATT结果可知,所有指标均为正,从T值来看,均通过了1%水平上显著性检验。从系数大小来看,牵头制定技术标准的推动作用大于参与制定,与前述实证结果完全吻合。

表5 全样本平均处理效应

4.3.2 内生性问题

考虑到技术标准与关键技术自主化之间可能存在内生性问题,参考陈东等[44]所用方法,取相关指标的行业-年份-城市的均值作为工具变量,以IV-Probit方法进行工具变量检验,Anderson-Rubin指标均拒绝弱工具变量的假设,说明工具变量的有效性。表6中列(1)—(4)为未添加控制变量的工具变量检验,列(5)—(8)为添加所有控制变量的工具变量检验,技术标准制定对关键技术自主化的作用均为正,并全部通过1%水平上显著性检验。

表6 工具变量的作用检验

4.3.3 变换被解释变量测度方法的检验

学术界也有利用企业自主研发投入的相对变量来测度技术自主研发。借鉴Wang等[45]研究中的衡量方法,用人均内部研发支出来表示。表7中列(1)—(4)为对研发投入绝对值的回归结果,列(5)—(8)为相对值回归结果。结果显示,技术标准的回归系数均为正,全部通过了1%水平上显著性检验,验证了结论的稳健性。

表7 改变被解释变量的再检验

5 进一步分析

在对假设H1进行基本检验和稳健性检验完成后,本节将继续对假设H2和假设H3进行检验。

5.1 对外直接投资调节效应的检验

本节首先对假设H2进行检验。以海外员工数量的对数来测量对外直接投资规模。选择该测量指标主要是为了体现“走出去”的实际水平。“走出去”的类型多样,但部分业务开展并未与当地的经济文化融为一体,没有从“走出去”向“走进去”转变。有些工程承包大规模采取国内劳务派遣的方式,员工吃住在工地,项目完成后回国,和当地没有任何交流。有些绿地投资和海外并购因国外工会势力较强,或文化差别较大,用当地员工感觉“不顺手”,也倾向采取国内劳务派遣的用工方式。而是否能在开展对外直接投资业务的同时,大规模使用当地的人力资源,包括高端人才和普通员工,是衡量企业是否真正“走出去”的重要指标。检验结果如表8所示:①列(1)和(2)显示,综合指标的技术标准与对外直接投资的交互项为正,且均通过了至少5%水平上显著性检验,说明随海外员工规模扩大,进一步放大了技术标准对关键技术自主化的推动作用。②从细分指标来看,列(3)和(4)显示,海外员工绝对规模与Dum_JB1和Dum_JB2的交叉项均为正,通过了至少10%水平上显著性检验,说明对外直接投资对企业牵头、参与制定技术标准,在推动关键技术自主化方面,均有着显著的正向调节作用。因此,要充分肯定对外直接投资的正向调节作用,采取多种措施提升企业对外直接投资水平,特别是利用好国外高端人力资源,融入研发业务,或采取研发外包的形式,最大化发挥国际人才利用价值,以促进国内企业实现关键技术自主化。

表8 对外直接投资的调节作用检验

5.2 外部投资信息及信息咨询机构作用发挥的检验

如前文所述,外部投资信息搜寻与了解是企业解决对外直接投资不确定因素、发现新机会的有效途径。对于中国民营企业来说,东道国外部投资信息的缺失,会增大对外直接投资的盲目性和风险性。因此,本节验证假设H3所提到的内容,分析外部投资信息的作用,及通过信息咨询机构获取外部投资信息的作用。

5.2.1 外部投资信息作用发挥的分类检验

本节验证假设H3a。依据对东道国政策、投资环境、市场信息了解程度的选择,划分了解充分与了解不够两类,比较分析结果如表9所示。

表9 外部投资信息作用发挥分类比较

其中,列(1)—(4)显示,在企业对东道国投资信息了解不够的情况下,对外直接投资与技术标准的交叉项全部不显著,对外直接投资不能够放大技术标准对关键技术自主化的正向推动作用;列(5)—(8)显示,在企业对东道国投资信息了解充分的情况下,所有的交叉项系数为正,且全部通过了显著性检验,对外直接投资可显著放大技术标准对关键技术自主化的正向推动作用。这说明,对外直接投资放大技术标准推动关键技术自主化的作用,须以充分了解东道国投资信息为前提。因此,外部投资信息的搜寻与掌握,对促进对外直接投资的调节作用发挥了重要作用。

5.2.2 信息咨询机构作用发挥的分类检验

本节验证假设H3b。依据对信息咨询机构健全程度的选择,划分为健全和不健全两类进行检验比较,分析结果如表10所示。

其中,列(1)—(4)显示,在国内信息咨询机构不健全的环境下,对外直接投资与技术标准的交叉项全部未通过显著性检验,对外直接投资未能放大技术标准对关键技术自主化的正向推动作用;列(5)—(8)显示,在国内信息咨询机构健全的情况下,所有的交叉项系数为正,且全部通过了至少10%水平上显著性检验,对外直接投资可显著放大技术标准对关键技术自主化的正向推动作用。这说明,对外直接投资放大技术标准推动关键技术自主化的作用,要以有发展健全的信息咨询机构提供专业的信息咨询服务为前提。总体来说,加强信息咨询机构建设,是推动企业高质量走出去的重要配套措施,也是发挥对外直接投资调节作用的重要前置条件。

6 结语

本研究基于理论分析,分别揭示了技术标准对关键技术自主化的作用机理,对外直接投资的调节作用,外部投资信息及信息咨询机构在其中扮演的保障作用,并以江苏省内各年度营业收入总额在一定规模以上的民营企业调查数据进行实证检验。研究结果表明:

(1)技术标准促进了企业关键技术自主化,这为突破关键技术“卡脖子”给予了理论与实践参考价值。其中,企业牵头或参与制定技术标准,均对关键技术自主化起到正向的促进作用,并且牵头制定标准的推动作用相对较大。这种推动作用经过内生性检验后仍然稳健。

(2)异质性检验表明,从行业来看,技术标准的推动作用呈现劳动密集型、技术密集型、资本密集型企业逐渐下降的趋势;从生命周期来看,在成熟期作用要弱于成长期;从规模来看,大规模企业要弱于小规模企业。

(3)对外直接投资显著放大了技术标准对关键技术自主化的推动作用,其对牵头、参与制定技术标准,在推动关键技术自主化方面均有显著的正向调节作用。

(4)充分了解外部投资信息,是对外直接投资放大作用的前提。而健全信息咨询机构建设以为企业提供对外投资咨询服务,可以达到这种目标。

基于上述研究结果,为更深一步推动技术标准对企业关键技术自主化的促进作用,相关实践启示如下:

(1)加强技术标准化的发展,促进技术标准与关键技术的有效融合。相关政府机构应大力促进构建有利于关键技术领域技术标准化发展的政策支持体系,通过政府优惠政策,引导相关民营企业牵头或参与相关技术标准制定。突破需求方与关键技术研发的信息壁垒,加强市场需求发掘与预测,推动企业参与关键技术领域技术研发以及标准制定的积极性与执行力。配合国家标准全文公开系统与全国标准信息公共服务平台的建设,推动关键技术领域标准化进程。

(2)加强对外直接投资合作,探索适应关键技术的技术标准化路径。我国民营企业应充分利用其对外直接投资的所有制优势,提升与国际关键技术领域的技术信息交流与共享水平。增强与国外先进高校、研究机构的技术深度合作,寻求合适的技术创新合作伙伴,融入全球创新网络,加强对国际关键技术领域技术标准制定的交流与参与度,以合作谋发展,共同突破我国技术标准化瓶颈,探索我国关键技术自主研发及其标准化的创新路径。

(3)加强服务企业走出去的信息咨询机构建设,为企业提供高质量的信息服务。民营企业在“走出去”过程中,对东道国的商务和市场分析、海外投资环境了解、政策的理解和有效使用等,都需要专业化的信息咨询服务。而这些,单个企业很难有实力、有精力、有专业能力去完成,需加强国内高质量的信息咨询机构建设,以提供高质量的专业化个性化信息服务。

除此之外,本文具有以下研究不足:

一是技术标准的分类还需要进一步深化。除牵头和参与视角,还要从国际标准、国家标准、行业标准和地方标准等多种类型视角来分类,受数据可得性限制,本文并未对此进行细分研究,后续要进一步收集数据,多视角拓展技术标准的作用研究。

二是技术标准作用发挥环境需要引入。软环境建设也可能影响技术标准的作用发挥,如知识产权的保护程度,高质量的制度环境建设,相关政策支持的进一步细化完善等。这些也是作者下一步的研究方向。

三是数据需要进一步更新。后续将积极获取更新的数据,对近几年重大风险不确定性环境下的技术标准的作用进行检验,寻找相关规律。