技術標準對經濟增長的貢獻是一致的嗎

侯俊軍 曹銀丹

摘 要：技術標準作為“統一”的市場工具，對經濟增長的作用機制和貢獻，在同一個市場內被認為是一致的。采用2000—2013年省際面板數據，運用擴展的Cobb-Douglas生產函數，實證研究了技術標準對區域經濟增長的貢獻。研究結果表明：技術標準對經濟增長的貢獻在不同層次的市場存在著比較大的差異。在全國層面，技術標準化對經濟增長的貢獻高于區域層面，區域科技創新能力越高，標準化對區域經濟增長的促進作用也更為顯著，實行標準化戰略能發揮更大經濟效益，這對進一步發揮技術標準推動經濟增長有著重要的政策意義。

關鍵詞：技術標準;技術創新;區域經濟增長

文章編號：2095-5960（2019）01-0047-08;中圖分類號：F124.3;文獻標識碼：A

一、問題提出與文獻綜述

經濟全球化、技術創新、經濟可持續發展已成為當今世界經濟發展的主題，標準化經濟效益評價工作一直備受國際標準化組織和各國專家學者的關注。德國標準化協會（DIN）在2000年和2011年、法國標準化協會（AFNOR）在2009年、加拿大會議委員會（CC）在2007年、澳大利亞國際經濟中心（CIE）在2006年、英國貿工部（DTI）在2005年分別對標準的經濟效益展開量化研究（范洲平，2013）[1]，得出了基本相同的結論：標準化能夠有效促進經濟增長，但研究結果表明，標準化對各國經濟增長的促進作用并不一致，存在一定的差異。以上各國陸續開展的標準化經濟效益評價工作，對我國研究標準化經濟效益的途徑和方法具有重要的理論和實踐意義。

我國地域遼闊，區域間經濟發展存在非均衡增長現象，不同省市經濟增長速度及經濟發展水平仍存在較大差異。2013年，廣東省地區生產總值達到6.2萬億，同期西藏自治區生產總值僅為802億，大部分中東部城市GDP也達到一萬億以上，而落后的西部省市GDP僅上千億元。同年，廣東省負責起草的國家標準和行業標準存量之和為3212項，北京市、上海市負責起草的國家標準和行業標準存量之和均上萬項，而西藏標準存量僅為43項，其他落后西部省市標準存量僅上百條。分析發現，不同省市地區標準化水平存在巨大差異，這無疑導致了標準化對區域經濟增長的差異影響。

由圖1可知，截至2013年底，制定國家標準和行業標準數量超過1500項的有上海、北京、天津、浙江、江蘇、山東、廣東、重慶、四川這九個省及直轄市，標準數量在800項—1500項之間的有遼寧、河南、福建、湖南、湖北、河北、吉林、安徽、黑龍江、陜西、陜西這11個省份，其余省份標準數量在800項以下，其中，落后西部省份寧夏、青海、西藏標準數量僅不到200項。

我國正值全面深化改革之際，中央提出“政府要加強發展戰略、規劃、政策、標準等的制定和實施，加強市場活動監管”，也就是說標準也成為政府宏觀調控的手段，更全面認識到標準在經濟發展中的重要地位，這對標準化戰略實施和區域經濟政策的頒布具有巨大的理論指導意義。為深入貫徹國務院2018年制定的《深化標準化工作改革方案》，國標委、國家市場監督管理總局出臺了《關于改進和加強地方標準化工作意見》，對于加快區域標準化戰略實施、增強區域標準化水平、充分利用標準化工作服務于地方經濟發展，從以下方面提出了具體意見：積極開展地方標準化活動、強化標準化戰略意識、創新標準化工作管理機制、加大標準實施和監督力度、夯實地方標準化工作基礎。由于地方標準是我國標準體系的主體，開展我國整體及區域間標準化經濟效益評價工作，可為我國制定國家宏觀標準化戰略及地方區域標準化戰略提供重要參考依據，促使地方標準化工作在新形勢下進一步明確方向、找準定位、堅定信心。

關于區域經濟增長的研究，盡管已經從社會資本（金丹，2012）[2]、勞動力流動、區域金融中心（周天蕓等，2014）[3]、工業化進程（潘越、杜小敏，2010）[4]、金融集聚（李林等，2011）[5]、產業集群（涂山峰、曹休寧，2005）[6]等眾多方面展開研究，但把技術標準作為變量納入區域經濟增長評價體系中還比較少。目前關于技術創新、技術標準與國家經濟增長三者關系的研究較多，但基于區域經濟增長的角度，利用省際數據來研究技術標準化對區域經濟增長差異的文獻并不多。最早從宏觀層面實證分析標準與經濟增長關系的是德國研究小組（Jungmittag，Blind & Group）[7]，采用Cobb-Douglas生產函數，明確度量了標準對德國經濟增長的貢獻;德國標準化協會（DIN）[8]指出標準對經濟增長發揮著關鍵作用;英國貿易與工業部（DTI）采用1948—2002年數據，分析標準化對英國經濟增長的促進作用[9]，結果表明標準化對于提高國家競爭力以及宏觀經濟發展起著重要推動作用。劉振剛（2005）采用我國1990—2002年數據，把技術標準納入Cobb-Douglas生產函數，得出標準對經濟增長的貢獻率為4.8%。[10]于欣麗（2008）使用1978—2007的數據進行實證研究，除標準外還綜合考慮了專利和科技經費投入，結果表明標準對經濟增長的貢獻率為7.9%。[11]王耀中、侯俊軍（2007）綜述評論了國內外關于標準與經濟增長的關系，有的從技術標準化促進對外貿易、加強市場一體化、推動技術進步等角度來闡述技術標準對經濟增長的貢獻，但也有從市場壟斷、貿易限制、次優技術鎖定等角度質疑標準化的促進作用。[12]趙樹寬等（2012）通過構建VAR模型，得出技術標準、技術創新與經濟增長存在長期動態均衡關系。[13]

基于技術標準對經濟增長研究的現有文獻，大多數是從國家層面，如研究技術標準對經濟增長（劉振剛，2005;于欣麗，2008）及對外貿易的促進作用（Moenius，2006[14];侯俊軍，2009）[15]，或者行業層面如研究技術標準提高行業產值，提升產業競爭力（Gregory Tassey，2000;[16]李哲、劉彥，2010[17]）的角度進行的實證研究。與前人的研究相比，本文的創新之處在于：第一，把技術標準作為一種新型生產要素指標納入區域經濟增長評價體系中，探究其對經濟增長的影響大小;第二，對我國區域科技創新實力進行綜合評估，然后基于此角度，進行技術標準化對區域經濟增長的影響差異實證分析，對比研究了技術標準化在全國層面和分區域層面對經濟增長的差異影響。

二、模型設計

本文實證研究技術標準、技術創新對經濟增長的作用及影響大小，因此將表示技術創新的發明專利申請數和表示技術標準水平的標準存量納入傳統的Cobb-Douglas生產函數，擴展后的生產函數如下：

取對數線性化后得：

Yit代表i省t年的實際GDP，已剔除通貨膨脹影響;PATit代表i省t年的發明專利申請數，與以往研究不同，考慮專利授權數受政府專利機構等人為因素影響較大，本文選取專利申請受理數作為衡量技術創新的指標;STDit代表i省t年的國家標準和行業標準之和，衡量各省技術標準化水平，由于各地區標準化委員會、地方標準數量、標準化投入人員及經費等數據缺失，所以參照大量學者的研究，仍以標準存量來衡量標準化水平;LitKit分別代表i省t年的就業人員數和物質資本存量，采用永續盤存法來計算資本存量，其中Kit=Kit-1（1-d）_Iit，Iit為全社會固定資產投資額，d為資本折舊率，張軍等（2004）估計了1952—2000年中國省際物質資本存量，本文采用的折舊率選擇其假定的4%，并使用其估算的各省2000年的資本存量作為起始資本存量，對于全社會固定資產投資額同樣也需要考慮折舊，采用其文中計算的9.6%。[18]

本文中歷年省際標準存量數據來源于萬方標準數據庫，各省GDP、就業人數、固定資產額及專利數據來自歷年中國區域經濟統計年鑒以及國務院發展研究中心信息網。

三、實證檢驗與結果分析

本文以2000—2013年中國各省宏觀經濟數據為樣本，首先對對數化的GDP、K、L、PAT、STD進行單位根檢驗，檢驗結果如表1所示：

由表1可知：進行對數化的GDP、K、L、PAT、STD序列數據在1%的顯著水平下均為一階單整，故可對變量進行協整檢驗，根據Pedroni（1999）的證明，Panel ADF-Statistic、Group ADF-Statistic 檢驗效果優于Panel v-Statistic、Group rho-Statistic，因此，當協整檢驗結果出現差異，以ADF統計量為標準。Kao（1999）利用推廣的DF和ADF檢驗指出進行面板協整檢驗的方法，本文采用ADF值。結果如表2所示：

采用Kao檢驗和Pedroni檢驗對上述面板數據進行協整分析，從檢驗結果來看，Kao統計量在1%的置信水平下拒絕不存在協整關系的原假設，假設不同截面具有不同自回歸系數的Panel PP、Panel ADF、Group PP和Group ADF 均表明變量間存在顯著的協整關系。

在對面板數據進行回歸分析時，首先要考慮樣本個體間的差異，本文對我國2000—2013年省際面板數據進行處理，檢驗結果如表3所示：

似然比檢驗，該檢驗原假設是建立混合效應模型，結果顯示F值為131.2288，P值為0.0000，故拒絕原假設，應建立個體固定效應模型。Hausman檢驗，原假設是個體效應與回歸變量無關，應建立隨機效應模型，而檢驗結果Hausman 值為18.6450，P值為0.0009，故拒絕原假設，應建立個體固定效應模型。

本文使用Eviews6.0統計軟件對所判定的個體固定效應模型進行回歸分析，結果如表4所示：

根據表4中的數據，模型估計結果為：

由回歸結果可以看出該模型R2及調整后的R2均很高，說明模型對所觀測到的數據模擬情況很好，F統計值為2257.263，說明回歸方程顯著，所有系數均在5%的顯著性水平上不為零，說明這些自變量指標都有很強的解釋能力。從模型回歸結果來看，各省技術標準水平、技術創新能力對其經濟增長具有重要的促進作用，標準化水平對經濟增長的貢獻為0.1425，僅次于就業人員數和物質資本存量的貢獻率，日益成為對經濟增長具有顯著效益的關鍵因素。

為了綜合評價我國各省市科技創新能力，探討區域科技創新實力差異對技術標準化經濟效益發揮的強弱影響，本文采用2013年我國各省市相應的指標樣本數據，運用SPSS19.0因子分析法計算各省市科技創新能力綜合排名（王宗軍等，2011;[19]李庭輝，范玲，2009;[20]任勝剛，彭建華，2007[21]），然后將全國各地區分為科技創新能力較強、一般、較差三種類型，接著對這三塊區域分別進行模型回歸。依照指標能客觀、系統、全面反映地區科技創新能力的原則，本文主要從區域知識創造能力、區域企業創新能力、區域創新環境、區域創新產出4個方面選取了20個指標，構建了如下評價體系如表5所示：

本文根據相關系數、KMO測度結果和Bartlett球度檢驗結果來檢驗原始數據對于因子分析的適用性。由SPSS輸出的各變量相關矩陣結果可知，大部分相關系數值都在0.3以上，因此原始數據適合做因子分析。如表6所示，KMO檢驗結果顯示，KMO值為0.747，大于0.6，表明對觀測量做因子分析具有較好的效果。同時，由Bartlett球度檢驗結果可知，調整后的數據矩陣的Bartlett球形檢驗的卡方近似值為1459.434、自由度為190、顯著性水平為0.000（小于0.0001），拒絕相關系數為0的原假設，即說明變量間存在相關性，所以經過調整的數據較適宜進行因子分析。

運用主成分分析法進行因子提取，根據特征值大于1的原則來選取影響因子，總方差解釋表如7所示，結果顯示：特征值大于1的因子有3個，而且累計貢獻率達到93.293%。采用主成分分析法選取依據，因此選取前三個主成分可以基本代表原來20個指標來評價各地區科技創新能力。

首先運用回歸分析法估算F1、F2和F3各公因子的得分系數，再得出綜合得分，采用旋轉后方差貢獻率：F綜=0.5586×F1+0.3786×F2+0.0628×F3，以各因子的方差貢獻率占三個因子總方差貢獻率的比重作為權重進行加權匯總，根據SPSS19.0輸出的各因子得分，帶入上述公式，從而得出各地區科技創新能力綜合得分，如表8所示：

本文將科技創新能力綜合得分為正的列為科技創新能力較強的地區，由高到低依次有北京、江蘇、廣東、浙江、山東、上海、四川、天津、遼寧、湖北10個省市，把綜合得分位于-0.4—0區間內的列為科技創新能力一般的地區，依次有安徽、河南、陜西、福建、湖南、河北、重慶、黑龍江、吉林、山西、江西11個省市，其余9個省市列入科技創新能力較差的地區，其中西藏標準化水平過低，暫不納入回歸分析。下面對這三塊區域分別進行模型回歸分析，采用F檢驗和Hausman檢驗判定應選擇個體固定效應模型，運用Eviews6.0進行回歸分析，結果表9所示：

由表9可以看出，以上兩個模型的擬合優度均較高，除專利數據外，表明各地區經濟增長與各因素之間相關性很強，且標準化水平的系數均通過了5%顯著性水平的檢驗，說明標準化對各地區經濟增長起著明顯的促進作用。在科技創新能力較高的地區，標準數量每增加1%，會引起經濟增長0.1277%，在科技創新能力一般及較差的地區，標準數量每增加1%，分別會引起經濟增長0.1052%及0.0720%，均低于前者技術標準化的經濟效益。可見，標準化對經濟增長促進作用的發揮還與本身經濟體的科技創新實力相關，科技創新能力越高的地區，標準化對經濟增長的貢獻度也越高。

四、結論與建議

本文使用2000—2013年省際面板數據，將技術標準、技術創新納入Cobb-Douglas生產函數，得出如下結論：

1.技術標準、技術創新對經濟增長有著顯著的促進作用。從全國30個省際層面來看，技術標準存量每增加1%，會引起經濟增長0.1425%;專利存量每增加1%，會引起經濟增長0.1147%。

2.標準對經濟增長的促進作用在全國層面和區域層面上有一定的差異。標準存量對經濟增長的貢獻彈性系數在不同科技創新能力區域分別為0.1277、0.1052、0.0720，而對全國整體經濟增長的彈性系數為0.1425，標準對經濟增長的促進作用在全國層面更為顯著。從全國層面來看，不同于區域競爭格局，統一的全國市場為技術標準促進技術創新與進步創造了更大的發展平臺，說明技術標準發揮經濟效益需要全國統一的市場，市場越大，用戶基礎越大，標準的技術外溢性越明顯，同時技術標準化經濟效益的發揮也受地區科技創新能力的影響。

3.專利對經濟增長的促進作用在科技創新能力較高的地區最為顯著，彈性系數為0.1495，高于全國整體的貢獻率0.1147。科技創新能力越高，專利促進技術創新成果產業化更有效，促進技術升級與進步，從而推動經濟增長。反之，則會在一定程度上阻礙專利對經濟增長作用的發揮。

4.標準化在科技創新能力較高的地區對經濟增長的促進作用更為顯著，對經濟增長的貢獻率達到0.1277。在科技創新能力較高的地區，區域知識創造能力、區域企業創新能力及區域創新環境等均具有相對優勢，技術創新帶來了技術發展的新特點，推動了技術標準的發展，而技術標準也加速了技術擴散和技術創新的進程，二者相互協調發展，共同促進標準化經濟效益的發揮。在這些地區，標準質量和實施效果明顯提升，技術標準是創新成果向現實生產力轉化的必要手段，對促進技術進步、經濟發展有重大推動作用，是實現技術趕超與經濟增長的重要助推力量。

5.在科技創新能力一般及較差的地區，標準化對經濟增長的促進作用相對較小，對經濟增長貢獻率分別為0.1052及0.0720。可以看出，標準化經濟效益的發揮也會受到一定阻礙，在科技創新能力相對較弱的地區，其研發投入、經濟基礎及教育基礎相對薄弱，導致社會和市場的作用沒有有效發揮，制約了標準的有效供給和技術標準經濟效益的發揮。隨著市場化程度的加深，對標準化的要求也日益提高，有時技術標準水平難以為技術創新成果產業化提供有效支撐，一定程度上削弱了對經濟增長的推動作用。

根據以上結論，結合我國實際情況，提出以下建議：

1.技術標準和技術創新均對我國區域經濟增長有著重要貢獻。所以應積極推進產學研合作，加大標準化工作力度，貫徹落實標準化戰略的制定、實施和監督，不斷完善標準化體系和技術創新體系，提升標準的先進性、適用性和有效性。

2.加強并有效均衡區域間標準化和科技創新能力的協調發展，強化地方標準化工作及體系建設意識。科技創新實力較強的地區應立足自身發展優勢，加強對科技創新能力較差的地區的標準化工作引導與扶持，在把技術水平高、適用性強的先進標準推廣好應用好的基礎上，帶動廣大地區加快制定實施標準化發展戰略。同時地方政府應明確在開展標準化工作中，市場起導向作用，企業作為主體參與標準化活動，政府應充分發揮其服務職能，滿足地方對標準化活動的需要。

3.各區域間應加強技術資源聯系，鼓勵建立產業聯盟和技術論壇，激發市場主體活力，組建戰略聯盟嫁接外部研發資源，通過市場調節標準化活動，增加標準的有效供給。不論是國家、行業還是企業，都應積極投入到標準化工作中，根據自身實際情況制定標準化戰略和創新戰略。

4.目前各省市經濟發展水平、科技創新能力水平及標準化水平發展情況差異較大，在科技創新能力較差的地區正好可以結合自身產業特色和發展重點，同時加大區域創新投入，營造良好的區域創新環境，加快開展技術標準戰略，依靠技術進步、管理創新，健全可靠性標準體系，充分發揮標準化的經濟效益。立足創新，夯實基礎，加強各地方標準化工作，不斷提升區域標準化水平從而有效帶動全國整體標準化水平的提高，進而加強我國國際標準化工作的能力和水平。

參考文獻：

[1]范洲平.標準化經濟效益評價模型研究[J].標準科學，2013（8）：26-29.

[2]金丹.社會資本與區域經濟增長：基于中國區域視角的實證分析[J].軟科學，2012（9）：89-94.

[3]周天蕓，岳科研，張幸.區域金融中心與區域經濟增長的實證研究[J].經濟地理，2014（1）：114-120.

[4]潘越，杜小敏.勞動力流動、工業化進程與區域經濟增長——基于非參數可加模型的實證研究[J].數量經濟技術經濟研究，2010（5）：34-47.

[5]李林，丁藝，劉志華.金融集聚對區域經濟增長溢出作用的空間計量分析[J].金融研究，2011（5）：113-122.

[6]涂山峰，曹休寧.基于產業集群的區域品牌與區域經濟增長[J].中國軟科學，2005（12）：111-115.

[7]Jungmittag，A.，Blind，K.，Gmpp，H.Innovation，Standardization and the Long-term Production Function：A Cointegration Analysis for Germany1960-1996.Zeitschrifi- Wirtschafls-und Sozialwissenschaftcn（zws）1999（119）：205—222.

[8]DIN.Economic benefits of standardization.German Institute for Standardization，2000：5-40.

[9]DTI.The Empirical Economics of Standards.DTI Economics Paper，2005（12）：8-75.

[10]劉振剛.技術創新、技術標準與經濟發展[M].北京：中國標準出社，2005：118-124.

[11]于欣麗.標準化與經濟增長——理論實證與案例[M].北京：中國標準出版社，2008：119-152.

[12]侯俊軍，王耀中.標準化與區域經濟一體化[J].山東社會科學，2007（4）：65-68.

[13]趙樹寬，于海晴，姜紅.技術標準、技術創新與經濟增長關系研究——理論模型及實證分析[J].科學學研究，2012（9）：1333-1341.

[14]Moenius J.The Good，the Bad and the Ambiguous：Standards and Trade in Agricultural Products[J].IATRC Summer Symposium，2006：28-30.

[15]侯俊軍.標準與中國對外貿易投資發展研究[M].湖南：湖南大學出版社，2009：275.

[16]Gregory Tassey.Standardization in Technology -Based Markets[J].Research Policy，2000，29（4）：587-602.

[17]李哲，劉彥.技術標準的產業技術政策工具分析[J].科技進步與對策，2010（2）：81-84.

[18]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952—2000[J].經濟研究，2004（10）：35-44.

[19]王宗軍，毛磊，王清.我國中部地區區域創新能力評價與比較分析[J].技術經濟，2011（8）：44-49.

[20]李庭輝，范玲.中國地區區域創新能力的實證研究[J].統計與決策，2009（8）：75-77.

[21]任勝剛，彭建華.基于因子分析法的中國區域創新能力的評價及比較[J].系統工程，2007（2）：87-92.