中小企業研發能力對標準化能力的影響研究

凌艷平 黃楊程 侯俊軍

摘要：以我國2010年12月31日前在深交所中小板上市的210家企業為研究對象，收集2010-2015年的企業特征數據和相關標準數據，運用負二項回歸模型，進行中小企業研發能力對標準化能力影響的實證研究。研究結果表明，中小企業的研發投入強度雖然有限，但研發投入強度對企業的標準化能力有顯著的促進作用；專利產出作為標準的基礎，企業的年專利增量對企業參與標準制定有顯著的正向促進作用；企業的研發投入對標準化能力的影響比專利產出的影響更大。

關鍵詞：中小企業； 研發能力； 標準化能力

中圖分類號：F4 文獻標志碼：A 文章編號：1004-3160（2018）01-0149-10

一、引言

在經濟全球化趨勢下，科技也面臨著全球化，網絡經濟的出現更是推動科學技術在全球范圍迅速擴散，因此，市場競爭逐漸向以技術為載體的標準化能力的競爭方式轉變。世界各國在國際標準制定中爭奪話語權，國內企業也在努力探索適合自身的標準化發展戰略。在我國，中小企業數達到企業總數的99%，占據了大部分市場份額，提供大量就業崗位，為我國經濟發展做出重大貢獻，且中小企業在研發創新方面一直很活躍，逐漸增強的研發能力加快了企業的標準化發展進程。那么，中小企業的研發能力對標準化能力具體有何影響？如何衡量企業的研發能力和標準化能力？中小企業該如何平衡研發對標準化帶來的影響？這些都是值得我們深入研究的問題，本文選取210家上市中小企業為研究對象，實證檢驗了研發能力對中小企業標準化能力的具體影響情況。

二、文獻回顧

企業的標準化發展是一個復雜的動態過程，Fomin等（2003）基于動態過程理論，利用D-N-S模型研究了電信行業的動態標準化發展過程。[1]孫耀吾、趙雅等（2009）以TD-SCDMA的技術標準化過程為例，利用三螺旋結構模型發現，企業的技術標準化進程由R&D、技術標準和產業化三個方面的要素相互交織、共同作用、協同發展。[2] Techatassanasoontorn等（2011）在網絡經濟和復雜網絡理論的基礎上，用事實標準的標準化進程證明了，技術創新與技術系統進化并不總是呈現S曲線規律，還可能有其他的動態進化方式。[3]曾德明等（2005）從企業層面出發，將企業的標準化工作分為若干子活動，從技術優勢、技術標準制定、標準推廣三個方面建立指標體系，并分別總結了各個方面的影響因素，使得企業的標準化能力評價體系越來越完善。[4]元岳（2010）從區域的角度出發，利用因子分析方法，從標準創制潛在資源因子、標準創制活動能力因子、標準創制環境因子三個方面建立了標準創制能力的評價指標體系。[5]產業層面，王珊珊等（2013）將產業技術標準化能力分為三個維度：標準專利化能力、標準產業化能力和標準市場化能力，認為企業的專利化能力是支撐標準體系不斷完善的基礎，并表明只有三個維度的能力協同發展、同步增長才能保證產業的標準化能力處在較高水平。[6] 由此可知，標準化發展的過程呈現動態變化趨勢，且不同層面的標準化工作發展目標也有差異。

Intarakumnerd等（2006）認為，以往對創新與能力的指標衡量研究方面，主要針對的是擁有前沿科學技術的國家，若技術落后國家仍采用相同的方法則不太合適。然而，在近些年逐漸增多的研究中發現，對技術創新、研發能力等指標進行衡量的文獻，并未在國家的技術先進程度上單獨強調其針對性。孫耀吾、胡林輝等（2007）將標準化能力分為狹義和廣義兩種，狹義的標準化能力主要針對在標準化環節，專有技術成為產業標準的能力；廣義的標準化能力則包括從研究與開發到專利等知識產權的取得，標準的確立、采用，直至被許可和產業化的能力。[7]由此，基于廣義定義，將企業和產業的技術標準化能力整合為鏈條式的四個維度：R&D及協作化能力、技術專利化能力、專利標準化能力和標準產業化能力，在R&D及協作化能力下又將其分為R&D投入、R&D產出和R&D協作具體指標。伍燕嫵、陳道珍等（2005）將企業標準化能力的影響因素分為外部因素和內部因素，外部因素主要包括目標市場的標準偏好和國家政策的支持傾向，內部因素則主要來自于企業的自身特征，如企業規模、收益狀況、研發投入等；在建立相關指標體系時認為，企業的研發投入不僅包括費用投入，還包括設備和技術開發人員的投入。張果等（2016）在研究企業的標準化能力和技術創新能力的耦合度時，從技術基礎、產出能力和環境基礎三個方面來解釋這兩種能力，并針對每個方面進行具體指標的細分，該研究為企業的技術創新能力和技術標準化能力之間的相互作用提供了有力的理論基礎。蔣衛平、劉黛蒂通過對創業板企業2010-2014年研發投入與企業績效的實證分析，認為研發投入與當期企業績效顯著負相關，而與企業滯后1-3期績效顯著正相關，企業應以長遠眼光，保持研發投入，以保持績效穩定增長。[8]企業的標準化能力如何定義與衡量，在一系列指標體系的建立中逐漸明晰，研究開發與標準化的關系也逐漸凸顯。

綜上可以發現，學者們對企業研發能力與標準化能力的關注越來越多，且以技術創新為目的的研究開發確實能對企業的標準化能力產生影響，但具體的影響過程和結果還有待研究。其次，單獨考慮研發投入或者專利對標準化的影響較多，而將兩者放入同一個模型中的研究則較少。受到“能力”這個難以衡量因素的影響，多數文獻只能在定性分析上做研究，因此，較多學者偏向于建立研發與標準的評價指標體系，分別考慮可定性和可定量的一級和二級指標。評價指標體系的建立對企業研發能力與標準化能力的分析有指導性作用，但較少學者將這些指標體系運用到實際的企業研究中，也未用數據來進行實證檢驗。本文借鑒以上研究成果，在定量分析的基礎上進行實證研究，并得出相關結論。

三、理論分析與實證設計

（一）理論分析

1.研發投入對標準化能力的影響

技術創新與標準化之間有著復雜的關系，以技術創新為目的的研發投入是標準產生的基礎。企業的研發投入不僅包括資金投入，還包括技術人員、專用設備等的投入，合理的研發投入能夠優化企業的資源配置。隨著研發投入的增加和技術的不斷進步，企業開始生產多樣化的產品和服務以滿足更多消費者的需求，擴大市場范圍，這就要求制定相關標準以保證新產品的有效實施和質量安全。產品的種類越豐富，要求的標準就越廣泛，以技術創新為目的的研發投入在這個過程中轉化為以產品實施為目的的標準需求。企業對標準的需求一方面促進企業研發更多的專利技術，另一方面也促進了企業的標準化發展。研發投入的多少要與企業的自身情況相適應，過多的研發投入會造成資源的浪費，如果技術創新不能及時轉化為新產品，還會帶來企業資金周轉不靈、產品生產脫節的后果；研發投入過少，則不能達到促進創新的效果。因此，找到合適的研發投入強度，對企業的研發活動和標準化來說具有重要作用。

2.專利產出對標準化能力的影響

有投入就必定會有產出，專利作為研發產出的其中一種代表性知識產權，對企業的標準化發展有重要的影響。在我國，專利分為發明、實用新型和外觀設計三種類型，根據有關研究總結，約有70%的技術創新、65%的發明專利和80%以上的新產品都來自于中小企業，由此可知我國中小企業在創新方面的能力不可低估。擁有系統專利技術的企業有兩種戰略選擇：要么將專利申請為標準以實施標準化戰略，要么保留專利技術實施差異化戰略，具體的戰略選擇由企業自身情況決定。標準化戰略要求企業將系統專利申請為標準，這樣能夠利用對專利技術的控制權占據市場競爭的有利地位，還能通過許可的方式獲取技術許可費，提高企業利潤。在標準申請過程中，企業參與標準化組織，如行業協會、產業聯盟、技術標準聯盟等，參與更多標準制定，逐漸成為相關標準的供給者。

企業的研發投入和專利產出統稱為企業的研發能力，研發投入的增加、專利產出數量與質量的提高，直接影響企業研發能力的高低。標準是企業發展過程中必不可少的條件，企業的成長伴隨著標準化能力的逐漸變化，制定或者參與制定標準的能力，與企業的研發能力緊密相關。

（二）實證設計

1.樣本選取

本研究初步選取在深圳證券交易所中小企業板上市的企業，為保證面板數據的研究時段比較穩定和連續，按照以下步驟篩選樣本：（1）排除在2011年1月1日及之后上市的企業；（2）排除第一產業和第三產業，因為其在研發與標準上具有特殊性；（3）剔除在研究期間發生重大變故、終止經營的企業；（4）剔除數據缺漏嚴重的企業，最終得到210個樣本。根據以上研究要求，收集2010-2015年共6年的樣本企業特征數據和相關標準數據，整合成含有1260個觀測值的平衡面板數據。本文所使用的數據來源于中國知網《標準數據總庫》、萬方專利數據庫、工標網、巨潮資訊網等網站，運用的方法主要有描述性統計分析、相關性分析和負二項回歸分析。

2.變量定義

（1）被解釋變量。標準化能力是企業在標準供給與需求過程中的總體表現，不同發展階段的供需標準要求，導致企業在標準化過程中的角色不斷轉變。根據現有文獻的研究結果，多數學者傾向于用標準增量來衡量國家、行業的標準化水平或者標準化能力，針對本文的樣本企業可采用同樣的方法。本研究使用企業的年標準增量，即企業每年參與標準制定的次數來衡量其標準化能力，企業參與標準制定，一方面說明企業對這個標準有需求，另一方面在標準供給上也有一定話語權。由于并不是每個企業每年都會參與標準制定，且中小企業的標準量相對來說產出較少，為了避免被解釋變量的大量觀測值為零而帶來實證誤差，經曾德明等（2016）的研究文獻啟發，本研究采用企業當年、滯后一年和滯后兩年共計三年的標準制定總數作為標準化能力的衡量結果。

（2）解釋變量。根據理論部分的分析和研究所需，考慮到企業的研發投入和專利產出是可能影響企業標準化能力的重要因素，因此將這兩個方面的指標作為主要的解釋變量。一是研發投入強度：即企業研發費用與主營業務收入的比值。由于中小企業規模不一，技術人員和專用設備在企業間的投入各不相同，行業差異也可能導致研發費用投入差別較大，例如計算機與通訊制造業的研發投入費用遠遠大于紡織服裝制造業，因此使用研發費用的投入強度來表示更為恰當。在本研究中，涉及兩個研發投入強度指標，分別是上期的研發投入強度和當期的研發投入強度?？紤]到企業研發效率和費用投入的滯后影響，認為企業當期的費用投入并不能快速轉化到研究開發中，對本期的專利與標準產出并不能產生及時的作用，反而受到前期投入的影響更多，因此將前期研發投入強度也作為重要的解釋變量。二是年專利增量：企業為了滿足消費者的需求，會不斷研究開發新產品，這個過程中必然會伴隨著新技術的產生。一項市場中沒有出現過的技術或者競爭對手還未曾開發出來的技術，對企業來說是絕對的優勢，因此將新技術申請專利是對企業知識產權的保護，即是所謂的“技術專利化”。

（3）控制變量。按照通行的做法，為保證研究的全面性和有效性，本文將企業負責起草標準的次數、標準涉及范圍、企業資本結構和政府支持力度作為控制變量代入模型。負責起草標準次數：標準的起草單位分為負責起草單位和參與起草單位，無論是國家標準還是行業標準，負責起草標準的單位在標準制定中有一定的主導作用，因此發揮牽頭起草標準的優勢，能夠爭取到更多有利于自身的條件，這也表明企業的標準化能力更強。標準涉及范圍：每個標準的制定一般都有主管部門和歸口單位，標準的歸口單位大多數為相關標準的標準化技術委員會，企業在某個領域制定標準，則會涉及一個歸口單位，在多個領域都有參與標準制定，則會涉及多個歸口單位，歸口單位越多表明企業在標準制定中所涉及的領域就越多，也表明企業在多個領域的標準制定中都有相關話語權。政府支持力度：政府對企業的支持，包括政策支持和資金支持，當今世界的標準競爭，正在由單個企業主導的企業標準競爭向各國政府大力推動下的產業標準競爭轉變，因此政府在企業的標準化發展過程中的作用不容忽視。本研究選取企業的政府補助作為政府支持力度的指標。資本結構：資本結構對企業的標準化進程產生重要影響，只有合理的資產負債結構才能保證企業的健康發展。因此，在本研究中，用資產負債率來表示資本結構，作為標準化能力的衡量指標。

3.回歸模型設計

根據以上理論分析和變量設計，本研究將企業參與標準制定的次數作為因變量，將研發投入強度、年專利增量作為自變量，先分別代入模型研究其對標準化能力的單獨影響，在此基礎上再研究其共同作用。通過上述分析，可以得出以下總體回歸模型：

ST=α + β1 RD + β2 PAT + β3 LEAD + β4 RANGE + β5 GOVER + β6 LR+ u.

三、實證分析

（一）描述性統計

本文采用Stata12.0軟件為研究工具對數據進行回歸分析。由于被解釋變量標準化能力是大于等于零的計數變量，從表2的描述性統計可以看出其期望值為3.92，標準差為5.29，方差為28.04，方差是期望值的七倍多，存在過度分散的特點。為了避免顯著性水平出現虛假現象和殘差異方差，根據以往學者的相關研究，決定采用更有效率的負二項回歸模型進行分析。

由表2可知，全樣本各企業的標準化能力均值為3.92項，最高達到了48項，最低值為0，樣本均值從2010年到2014年逐年增加到5項，且各企業的差距也在逐漸拉大，這說明中小企業在標準化活動中的表現越來越活躍，參與標準制定的意識也在逐漸增強。

由表3可知，全樣本企業的研發投入強度從上期到當期的最大值和均值都有所增加，且最高的研發投入費用達到企業主營業務收入的42%；企業年專利增量的均值近32項，最大值為1149項，標準差接近70，表現出較大的差距；企業成為標準負責起草單位的平均次數接近5次；企業在標準所涉范圍和資產負債率上具有比較穩定的趨勢；政府支持力度的波動較大，最小值僅為0.0000686，均值為0.0053。由此可知，由于研究樣本的行業差異，部分解釋變量可能存在較大的波動性。

（二）相關性分析

通過對解釋變量和控制變量的相關性分析，可以得出各變量間的相關系數矩陣（如表4所示），相關系數表可以用來初步檢驗各解釋變量對被解釋變量的影響程度。

由表4可知，上期的研發投入強度與當期研發投入強度的相關系數達到0.841，考慮到單個樣本在指定研究時間段的數據可得性，兩變量之間存在共線性，因此在具體的實證過程中會將上期和當期的研發投入強度分開作對比研究，以避免多重共線性給模型帶來的影響。中小企業年專利增量與參與起草標準次數之間呈現正相關，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，這說明年專利增量對標準化能力的正向貢獻程度明顯。從表中還可以看出，企業負責起草標準的次數、標準所涉及范圍、資本結構和政府支持力度均有正向促進作用，且都在1%的顯著性水平下通過檢驗。結果表明，將這些因素考慮到模型中有一定的依據和意義。

（三）回歸分析

負二項回歸的結果如表5所示。由表5可知，5個模型的控制變量均有較高的擬合程度，4個控制變量大多數情況下在1%的顯著性水平下通過檢驗。其中，企業標準所涉范圍與負責起草標準的次數對標準化能力均有明顯的正向促進作用。這說明一方面，企業負責起草標準的次數越多，越能夠發揮牽頭起草單位的主導作用，其標準化能力就越強；另一方面，企業標準所涉及的范圍越廣，表明企業在多個領域均有標準化活動，參與制定的標準呈現多樣性，這也說明企業的標準化能力越強。政府支持力度對企業的標準化能力影響最小，可能的原因是，每個企業每年的政府補助多少受多方面影響，或者說政府對企業的補助有一定的選擇性，單個企業連續幾年的政府補助可能截然不同，它不隨企業的自身能力變化，更多的是受外界政策環境的影響。企業的資本結構雖然對標準化能力也具有積極的促進作用，但其顯著性水平不如其他控制變量強。綜上，引入模型中的控制變量均能對模型的結果做出說明。

對比模型1和模型2的回歸結果：

ST=0.6987 + 0.0013 PAT + 0.0396 LEAD + 0.1776 RANGE + 0.3632 LR + 3.77e-09 GOVER + u1. （1）

ST=0.5882 + 2.6788 RD2 + 0.0384 LEAD + 0.1910 RANGE + 0.4234 LR + 4.03e-09 GOVER + u2. （2）

模型1中，單獨放入年專利增量和控制變量，發現企業的年專利增量對標準化能力具有顯著的正向促進作用，即專利增量每增加1%，可導致企業參與標準制定的次數增加0.0013%。模型2中，單獨放入當期研發投入強度和控制變量，發現企業當期的研發投入強度對標準化能力具有顯著的正向促進作用，即研發投入強度每增加1%，可導致企業參與標準制定的次數增加2.68%。對比模型1和模型2可以發現，在單獨考慮兩個重要的解釋變量時，研發投入強度和年專利增量均在1%的顯著性水平下通過檢驗，對企業的標準化能力均有非常顯著的正向作用，且研發投入強度的影響比年專利增量的影響更大，對比模型1與模型3可以發現同樣的回歸結果。

對比模型2和模型3，模型4和模型5的回歸結果：

ST=0.5882 + 2.6788 RD2 + 0.0384 LEAD + 0.1910 RANGE + 0.4234 LR + 4.03e-09 GOVER + u2. （2）

ST=0.5882 + 3.6764 RD1 + 0.0384 LEAD + 0.1910 RANGE + 0.4234 LR + 4.03e-09 GOVER + u3. （3）

ST=0.6034 + 2.2065 RD2 + 0.0012 PAT + 0.0392 LEAD + 0.1810 RANGE + 0.3893 LR + 3.80e-09 GOVER + u4. （4）

ST=0.5554 + 3.3630 RD1 + 0.0012 PAT + 0.0394 LEAD + 0.1839 RANGE + 0.3887 LR + 3.87e-09 GOVER + u5. （5）

模型2和模型3在沒有放入年專利增量影響因素的情況下，考察上期和當期的研發投入強度對企業標準化能力的影響情況。結果發現，不管是上期還是當期的研發投入，對企業的標準化能力的影響均是顯著的，均在1%的顯著性水平下通過檢驗。同時，當期研發投入每增加1%只能帶來當期標準化能力2.68%的變化，而上期研發投入每增加1%可以帶給當期標準化能力3.68%的變化。

模型4和模型5在放入年專利增量的情況下，解釋變量仍然能通過1%的顯著性水平檢驗，只有模型4中的當期研發投入在5%的顯著性水平下通過檢驗。當期研發投入每增加1%只能帶給當期標準化能力2.21%的變化，而上期研發投入每增加1%可以帶來3.36%的變化。這個結果表明，不管是單獨考慮還是同時考慮解釋變量，研究結論是一致的：研發投入強度和年專利增量對企業的標準化能力均有正向的促進作用，且前者的促進作用更大；研發投入強度對標準化能力的影響有滯后性，上期的研發投入對后期的標準化能力有明顯的比當期更大的正向促進作用。

（四）穩健性檢驗

表5的初步回歸結果，也可用來對模型進行穩健性分析。將模型分成兩組：模型1、模型2、模型4為一組，模型1、模型3、模型5為一組，在模型中先分別放入解釋變量做回歸，然后再一起放入模型中，可以發現兩組回歸得出的結果在變量系數、標準誤和顯著性水平上并沒有太大的差異，表現出明顯的一致性，由此可以說明本研究的模型回歸結果是比較可靠的。

再通過替換解釋變量的方法來檢驗模型的穩健性。本研究初始用的年專利增量值是以企業當年的專利申請量來衡量的，企業當年提交專利申請，不管是當年公開還是滯后年度公開，都記為當年的專利增量，稱作年專利申請量。而另一種方法則是用企業當年的專利授權量為衡量指標，即不管是之前年度還是當年申請的專利，只要在當年得到授權允許公開，則記為當年的專利增量，稱作年專利授權量。這兩個值在統計過程中是有差異的，但不影響企業的總專利數量，且都能表現出企業的專利變化情況，因此，在穩健性檢驗中，將年專利申請量替換為年專利授權量，再用相同的回歸模型和回歸方法得出結果如表6。

對比表5和表6可知，替換解釋變量之后的回歸結果并沒有出現太大差異，研發投入強度和年專利增量的系數符號和顯著性水平均未發生改變，控制變量也只是在系數大小上有很小的波動，符號和顯著性水平均保持一致。這說明雖然替換了主要的解釋變量，但模型的回歸結果仍然保持一致，由此可知本文的研究結論具有一定的可靠性。

四、結論

本研究以210家上市中小企業為樣本，充分研究了中小企業的標準化能力受到哪些可能因素的影響。研究得出以下三個基本結論：（1）研發投入強度和年專利增量對中小企業的標準化能力均有顯著的正向促進作用；（2）研發投入強度對中小企業標準化能力的促進作用比年專利增量的作用更大；（3）企業的研發投入對標準產出具有滯后影響，即上期研發投入強度比當期研發投入強度的作用更大更顯著。

本文的研究結果主要有以下幾點啟示：（1）中小企業開展研發活動具有一定的風險性，投入大、周期長，如果不能及時將研發投入轉化到產品生產中，可能造成企業資金周轉不靈，產品脫節現象。因此，在進行一項研發活動前，中小企業一定要制定合理的研發方案，根據企業自身情況合理投入適當的技術人員、設備和資金，以避免過度投入帶來的不利影響和資源浪費。（2）年專利增量能顯著增加企業參與標準制定的次數，專利是標準的基礎，專利產出對企業來說，不管是以后采用標準化戰略還是差異化戰略，都有重要的作用，中小企業要有將先進技術申請為專利的意識，將技術轉化為知識產權，能夠在無形中提高企業的核心競爭力。（3）中小企業的研發活動，從資源投入到具體研發再到結果產出，需要一定的時間，當期的研發投入可能在當期沒有明顯的成果，但這是一個技術積累的過程，研發投入有滯后影響是正常現象。因此，隨意停止一項研發活動，造成的資源浪費和技術中斷可能是幾個報告期都無法彌補的。

當然，本文的研究還存在一定的局限。第一，在研究企業的標準化能力時，雖然選取了210個樣本達1260個觀測值，能夠保證結果的有效性，但未對樣本企業進行分行業研究，忽視了行業差異可能對研究結果帶來的影響。第二，考慮到數據的連續性和可得性，本文只選取了樣本企業6年的觀測數據，時間維度比較短，在一些衡量指標上有較大波動性，這樣可能對研究結論產生影響。第三，中小企業的研發能力與標準化能力可能相互作用相互影響，但本研究只單方面考慮了研發能力對標準化能力的影響，在以后的研究中，需要進一步考慮企業的標準化能力是如何作用于研發能力的。

參考文獻：

[1] Fomin V，Keil T，Lyytine K.Theorizing about standardization： Integrating fragments of process theory in light of telecommunication standardization wars[J].Information Environments Systems and Organizations，2003（1）：29-60.

[2] 孫耀吾，趙雅，曾科.技術標準化三螺旋結構模型與實證研究[J].科學學研究，2009（5）：733-742.

[3] Techatassanasoontorn A，Suo S G.Influences on standards adoption in de facto standardization[J]. Information Technology and Management， 2011（4）：357-385.

[4] 曾德明，伍燕嫵，吳文華.企業技術標準化能力指標體系構建[J].科技管理研究，2005（8）：164-167.

[5] 元岳.區域技術標準創制能力評價的因子分析法[J].科技進步與對策，2010（17）：132-134.

[6] 王珊珊，武建龍，王宏起.產業技術標準化能力的結構維度與評價指標研究[J].科學學與科學技術管理，2013（6）：112-118.

[7] 孫耀吾，胡林輝，胡志勇.技術標準化能力鏈：高技術產業技術能力研究新維度[J].財經理論與實踐，2007（6）：95-99.

[8]蔣衛平，劉黛蒂.研發投入，冗余資源與企業績效的關系研究[J].財經理論與實踐，2016（5）：57-62.