基于有效存量的技術標準溢出效應分析

王麗君，王益誼，趙文慧，3

（1.中國標準化研究院，北京 100191；2.清華大學，北京 100084；3.西安交通大學，陜西西安 710049）

十九大后召開的首次中央經(jīng)濟工作會議上認為我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，要求研究標準體系對高質(zhì)量發(fā)展的積極推動作用。現(xiàn)階段有關標準經(jīng)濟效益的研究［1-2］，以及各國標準組織關于標準對經(jīng)濟增長貢獻率的測算(德國標準協(xié)會（DIN）、英國貿(mào)易與工業(yè)部（DTI）、英國標準協(xié)會（BSI）、法國標準協(xié)會（AFNOR）等)［3-6］，往往都直接使用截至當年年底有效的國家標準總量作為標準存量的代表性指標，但這忽視了不同年度發(fā)布的標準隨著存續(xù)時間的延續(xù)，標準的作用會發(fā)生變化，因而，僅僅把標準總量作為指標會有失公允，有必要從理論角度探索建立有利于反映年度新增標準變動的標準有效存量的測算方法。

1 我國國家標準有效存量

程惠芳（等）［7］對知識資本概念的緣起和演化進行了系統(tǒng)闡述，認為知識資本是創(chuàng)新驅(qū)動的重要驅(qū)動力量。考慮到經(jīng)合組織（OECD）將知識資本（knowledge-based capital）定義為包括數(shù)據(jù)和專利以及特有技術的無形資產(chǎn)［8］，從這個角度說可以把標準視為一種知識資本。

《中華人民共和國標準化法（2017修訂）》（以下簡稱《標準化法》）將標準分為國家標準、行業(yè)標準、地方標準、團體標準和企業(yè)標準，其中國家標準又分為強制性國家標準和推薦性國家標準。各類標準的分類及定位見表1。考慮到各類標準影響范圍的大小，以及數(shù)據(jù)的可得性，本文研究的標準指的是其中的國家標準。

表1 我國標準的分類

根據(jù)《標準化法》的規(guī)定，標準發(fā)布后，不超過5年進行復審，對于過時的標準應進行修訂或者廢止。按照標準制修訂程序來說，如果認為標準不過時，則標準不需要進行修訂，更不會被廢止，則該標準可以一直作為現(xiàn)行標準實施。即使在國際標準化組織（ISO），也仍然存在20世紀七八十年代的發(fā)布的標準是現(xiàn)行有效的。參照ISO在組織各國開展衡量標準的經(jīng)濟效益研究時的觀點，這些標齡很長的標準，因為標準的作用已經(jīng)與經(jīng)濟社會的慣例同化，那么與新發(fā)布的標準相比，所具有的價值是不可以同等對待的。現(xiàn)有研究中關于標準存量的數(shù)據(jù)，使用截至年底現(xiàn)行有效標準的總量，因為沒有考慮標準的異質(zhì)性，就會高估標準的存量。從這個角度來說，標準可以視為一種知識資本，分析其價值隨著存續(xù)時間的發(fā)展而不斷折舊的現(xiàn)象。通過研究探索測算標準的有效存量，能夠?qū)M行強制性標準整合精簡，構建協(xié)調(diào)配套的推薦性標準體系提供借鑒，從而幫助推進標準化工作改革的深化。

1.1 標準有效存量的測算方法

OECD從2001年開始將Godsmith在1951年提出的永續(xù)盤存法（PIM）廣泛用于資本存量的測算，認為隨著時間的發(fā)展，資本按照使用年限進行折舊［9］。其基本理念是以某個基準年為基礎，按照不變價格，運用一定的折舊率計算資本存量。在幾何效率模式下，資本存量的折舊率和重置率相等。

本文借鑒永續(xù)盤存法測算國家（地區(qū)）的標準存量，而不直接使用截至年底現(xiàn)行有效的標準的總量。

期初國家標準的有效存量是：

1.2 我國國家標準發(fā)展狀況分析

從1995—2018年，年度發(fā)布標準數(shù)量和截至年底的標準總量見表2所示。按照標準化相關法規(guī)，標準不超過5年進行修訂，可按照折舊率20%測算標準有效存量。從1995—2018年我國國家標準發(fā)展趨勢圖見圖1所示。由于截至年底的標準總數(shù)包含了上一年度的標準總數(shù)，當年發(fā)布的標準數(shù)量和當年撤銷的標準數(shù)量的變化，所以無法反映標準的有效存量的變動。從圖1可以看出，將標準作為一種知識資本，按照特定的折舊率和重置率計算有效存量，將是一種能夠體現(xiàn)年度標準發(fā)布數(shù)量這一時序數(shù)據(jù)變動的有效改進。

表2 1995—2018年國家標準發(fā)展狀況 單位：項

圖1 1995—2018年我國國家標準數(shù)量增長趨勢

2 標準的溢出效應機理

溢出效應最初源于人們對外部性的關注。通常所說的溢出效應，是指某項活動的存在對其所涉及的相關方之外的范圍產(chǎn)生了影響，例如知識、技術、外商直接投資都會產(chǎn)生溢出效應。標準也有溢出效應。標準制修訂過程，以及標準的實施過程，在技術領域內(nèi)部和技術領域之間存在溢出效應。技術領域內(nèi)溢出效應的來源包括示范效應、競爭效應等；技術領域之間溢出效應的來源主要包括示范效應。

2.1 關于標準化技術領域的界定

標準組織基于技術領域設立技術部門進行標準制修訂活動。以國際標準化組織（ISO）為例，截至2017年底，ISO共有243個技術部門，其中，包括最早成立于1947年的TC 1螺紋技術委員會，成立于2017年底的 TC 314老齡化社會技術委員會。按照建立時間的先后，ISO的技術委員會可以大致分為標準化傳統(tǒng)部門和標準化新興部門。例如，ISO/TC 1螺紋技術委員會是典型的標準化傳統(tǒng)領域的技術委員會。TC 249傳統(tǒng)中醫(yī)藥技術委員會成立于2009年，屬于新興的標準化領域的技術委員會。用TC(t)表示的截至第t年底的技術部門總量，用以下公式計算：

表3 ISO歷年技術部門的發(fā)展 單位：個

圖2 ISO技術部門的增長

從圖2可以看出，1996—2018年，ISO技術部門的數(shù)量是不斷增加的過程，然而，技術部門的年度增長率的變化很大，這是因為受到年度新建TC數(shù)量，撤銷TC數(shù)量的綜合影響。截至2017年底，技術部門編號已到314，然而技術部門總數(shù)只有243個。ISO根據(jù)是否有需要制定的標準項目，決定成立新的技術部門，或者對技術部門進行撤銷，或者合并。

通常情況下，參加標準制定過程的相關方能夠獲得的效益（包括經(jīng)濟效益和非經(jīng)濟效益）都是正的，而溢出效應可以是正的，或者負的，可以是經(jīng)濟效益，也可以是非經(jīng)濟效益（見圖3）。

圖3 標準化過程的溢出效應分析圖

2.2 在技術領域內(nèi)的溢出效應

在標準化技術部門內(nèi)的溢出效應包括在參與方之外形成的經(jīng)濟效益和社會效益的溢出，包括正的效益和負的效益。溢出效應的來源包括示范效應、競爭效應。

2.2.1 經(jīng)濟效益

國際標準都是自愿性標準，不強制使用，相關方自愿加入標準的制定過程。對于標準的使用往往能夠帶來經(jīng)濟效益。如果國家通過積極參與標準制定過程，獲得了制定國際標準的話語權，推動將本國技術納入國際標準，就能夠提高本國技術的國際競爭力，獲取更大的市場和經(jīng)濟利潤；反之，則會喪失相應的經(jīng)濟利益。例如，歐洲國家通過推動將GSM技術制定為國際標準，獲得了大范圍的國際市場，而日本同期同類技術由于沒有成為國際標準只能在很小范圍內(nèi)使用。這是典型的通過將技術制定為國際標準獲得國際市場和經(jīng)濟效益，而未將技術制定為國際標準就失去了國際市場和經(jīng)濟效益的一個案例。諸如上述競爭和示范效應帶動了各國各地區(qū)對國際標準制定過程參與的積極性。

我國一些企業(yè)也有極強的標準意識。例如，ISO近年來發(fā)布的國際標準ISO 19699-1:2017《高吸水性聚合物吸血用聚丙烯酸鈉樹脂第1部分：測試方法》和ISO 19699-2:2017《高吸水性聚合物吸血用聚丙烯酸鈉樹脂第2部分：規(guī)范》是以中國山東省小微企業(yè)昊月新材料股份公司的具有自主專利的核心技術為基礎制定。這一核心技術成為標準中的必要專利，這使得必要專利的擁有者昊月公司不僅可以擴大產(chǎn)品的國際市場，也可以借助標準在國際更大范圍的使用獲得專利收入。制定標準的經(jīng)濟效益是非常顯著的。

2.2.2 社會效益

標準能夠幫助建立消費者對產(chǎn)品安全和可靠性的信心，幫助企業(yè)以較低的成本滿足法規(guī)的要求，幫助企業(yè)的各個方面降低成本，進入全球市場等。從標準的溢出效應來說，如果參與制定并應用標準，其帶來的直接效應包括促進我國的產(chǎn)業(yè)升級，打破了國際大企業(yè)對原材料、技術的壟斷，提高了我國原材料和技術的國際競爭力；間接效應包括提高了企業(yè)，尤其是中小企業(yè)，參與國際標準化活動的積極性，能夠推動標準化事業(yè)的發(fā)展。但是，即使中小企業(yè)意識到標準能夠帶來的好處，鑒于獲取標準的成本較低（僅需支付購買標準文本的價格），同時由于參與標準制定過程需要投入大量的時間、人力和物力，這使得中小企業(yè)，尤其是小微企業(yè)一般沒有很大的動力參與到標準制定中，這需要在政策層面上予以支持。

2.3 在技術領域間的溢出效應

標準在技術領域之間的溢出效應，主要是示范效應。標準化傳統(tǒng)技術部門對新興技術部門具有正的溢出效應。以中醫(yī)藥行業(yè)為例，我國科技部在“十一五”期間設立了國家科技支撐計劃項目“中醫(yī)藥標準規(guī)范技術體系研究”，其中包括“中醫(yī)標準制定方法與共性技術的示范研究”等課題，研究了在中醫(yī)藥這一我國的傳統(tǒng)領域進行標準化活動的可行性和戰(zhàn)略措施。隨后，財政部設立公益性行業(yè)科研專項項目“我國優(yōu)勢和特色領域參與國際標準化活動和國際標準研制示范研究”，研究了我國的優(yōu)勢和特色領域（中醫(yī)藥、煙花爆竹、電工）進行國際標準化活動的技術路線和方法路徑。相關項目的研究成果直接推動了ISO/TC 249傳統(tǒng)中醫(yī)藥技術委員會在2009年成立，這是ISO歷史上第一個由中國提案，并由中國承擔秘書處工作的技術委員會，其示范效應是極其顯著的，帶動了TC 264煙花爆竹技術委員會在2011年的成立。

3 標準的溢出效應模型

3.1 知識溢出效應模型分析

知識因為具有公共物品的非競爭性和非排他性屬性，而能夠產(chǎn)生溢出效應。以Romer［10］的內(nèi)生增長理論和Jones［11］的理論為基礎，可以形成一般意義上的知識生產(chǎn)函數(shù)，即新知識受到知識生產(chǎn)部門投入的勞動力和知識存量的影響：

知識的增長速度表示為：

Romer和Jones理論設定的不同在于，作為知識生產(chǎn)的外部性指標也可稱之為溢出效應指標的，前者認為即知識的增長速度與知識生產(chǎn)部門的勞動力投入正相關。Jones放寬了對的限制，表示已有的知識存量推動新知識的生產(chǎn)，即存在正的外部性（表示規(guī)模報酬遞增，表示規(guī)模報酬遞減）；表示已有的知識存量對新知識的生產(chǎn)沒有影響，即不存在外部性；表示已有的知識存量限制了新知識的生產(chǎn)，即由于研究者更加難于獲取知識，知識存量對新知識存在擠出效應，導致出現(xiàn)負的外部性。

前述知識生產(chǎn)函數(shù)是最基礎的模型，國內(nèi)外學者在研究過程中通過納入不同的指標對基礎模型進行了擴展，并進一步分析知識投入對經(jīng)濟增長的影響。Jones等［12］認為R&D投入和知識存量推動新知識的產(chǎn)生，R&D投入的生產(chǎn)率隨著R&D支出的總量和知識存量而變動。呂忠偉［13］分析了空間溢出和區(qū)域吸收能力對知識生產(chǎn)的影響。嚴成樑等［14］認為R&D投入、知識生產(chǎn)部門的勞動力、本地的知識存量、其他區(qū)域的知識存量等指標共同推動新知識的產(chǎn)生，從而擴展了知識生產(chǎn)函數(shù)，并基于1998年至2007年我國的省際數(shù)據(jù)，對知識生產(chǎn)函數(shù)進行測算，分析R&D投資的最優(yōu)規(guī)模。嚴成樑等［15］認為知識存量體現(xiàn)技術水平，建立包含知識存量的生產(chǎn)函數(shù)，基于1988—2009年的省際數(shù)據(jù)，測算知識投入對經(jīng)濟增長的貢獻。劉和東［16］從產(chǎn)學研合作、外商直接投資等知識溢出指標，以及研發(fā)資本和人力資本指標構建知識生產(chǎn)函數(shù)，分析1998—2008年省際創(chuàng)新的技術溢出效應。張靜等［17］基于1996—2014年我國30個省份的數(shù)據(jù)測算了知識資本生產(chǎn)函數(shù)，用參數(shù)和半?yún)⒒貧w方法，分析了以專利為代表的知識資本如何在不同增速下對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。

3.2 標準的溢出效應模型分析

OECD在2018年發(fā)布的Oslo手冊中肯定了McLaughlin等關于創(chuàng)新的邏輯模型，創(chuàng)新投入（包括資源和能力）通過創(chuàng)新活動產(chǎn)生了創(chuàng)新產(chǎn)出，最終幫助實現(xiàn)了與創(chuàng)新相關的其他目標［18］。可以看出，研發(fā)支出屬于創(chuàng)新投入，技術進步水平體現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出，二者都是與知識存量密切相關的指標。聯(lián)合國等發(fā)布的《國民經(jīng)濟核算體系（2008）》將研發(fā)支出定義為，為了增加知識儲備并利用這種知識儲備開發(fā)新的應用，系統(tǒng)性地從事創(chuàng)造性工作而支出的價值。并將R&D作為資本形成的一部分［19］。OECD在2015年發(fā)布的Frascati Manual中將研發(fā)定義為，以提高知識存量和設計現(xiàn)有知識的新應用為目的，采取的創(chuàng)造性和系統(tǒng)性的工作［20］。與研發(fā)相關的投入包括R&D經(jīng)費支出和研發(fā)人員全時當量。考慮到R&D經(jīng)費支出具有溢出效應，一般體現(xiàn)為R&D資本。那么，年度新增知識受知識存量（R&D資本、技術水平）、研發(fā)人員的綜合影響。再納入知識存量的擴散程度指標對模型進行擴展，在公式（4）的基礎上，可以建立如下的知識生產(chǎn)函數(shù)：

4 我國標準化溢出效應實證分析

4.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

從溢出效應模型的設定可以看出，需要選取的變量包括，年度新增知識、研發(fā)人員全時當量、知識存量和擴散程度。本論文選取數(shù)據(jù)主要源自官方的年鑒材料，包括《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》等。

4.1.1 年度新增知識和研發(fā)人員全時當量

年度新增知識選自《中國統(tǒng)計年鑒》中的“發(fā)明專利申請受理量”指標。研發(fā)人員全時當量選取歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中的“R&D人員全時當量（萬人年）”指標。

4.1.2 知識存量

OECD在OSLO手冊中認可了與創(chuàng)新相關的文獻中對創(chuàng)新過程的不同階段的劃分，即資源、活動、產(chǎn)出和結果之間存在邏輯關系。本文對于創(chuàng)新知識的存量的測算，分為投入指標和產(chǎn)出指標兩種。投入指標用R&D資本代表，產(chǎn)出指標用發(fā)明專利申請授權量代表。

（1）R&D資本。由于R&D在國民經(jīng)濟核算中屬于資本形成的一部分，具有溢出效應，屬于知識生產(chǎn)的投入指標，國際慣例使用永續(xù)盤存法計算R&D資本存量。例如，陳宇峰等［21］對R&D資本測算的已有研究進行了綜述，采用永續(xù)盤存法測算了1998—2012年省際R&D資本存量。孫靜等［22］使用永續(xù)盤存法，基于中國1995—2014年數(shù)據(jù)測算了中國的R&D資本。本文基于《2018中國科技統(tǒng)計年鑒》中的“R&D經(jīng)費內(nèi)部支出（億元）”指標測算R&D資本存量。

考慮到年鑒中僅提供了1995—2017年的數(shù)據(jù)，以1995年為基期，首先通過GDP平減指數(shù)將名義的研發(fā)經(jīng)費折算為按照1995年不變價格計算的研發(fā)經(jīng)費，然后通過永續(xù)盤存法測算R&D資本存量。按照國際慣例，將R&D資本存量的折舊率取15%。GDP平減指數(shù)是一個衍生指標，表現(xiàn)為名義GDP和不變價GDP之比。通過《中國統(tǒng)計年鑒》中的名義GDP和歷年GDP指數(shù)，可以得出以1995年為基年的不變價GDP。

（2）發(fā)明專利申請授權量。考慮到專利申請受理量可能包含不合規(guī)的專利數(shù)量，現(xiàn)有文獻常用的方法是用發(fā)明專利申請授權量指標代表技術的發(fā)展。隨著技術的發(fā)展，不斷申請新的專利，而使得舊的專利的價值下降，或者舊的專利被撤銷。為了不高估專利的存量，有效專利存量的核算需要以一定的比例進行折舊。這里參考OECD關于資本存量的測算方法，使用永續(xù)盤存法測算各地區(qū)的有效專利存量。年度新增專利的數(shù)量選取歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中“發(fā)明專利申請授權數(shù)”指標，設定10%作為專利存量的折舊率。

4.1.3 擴散程度

各國標準組織在關于標準對經(jīng)濟增長貢獻的研究中，認為標準推動知識擴散，本文借鑒這一觀點，將標準存量作為擴散程度指標。考慮到標準的異質(zhì)性，本文不直接使用標準的年末數(shù)量，而且采用標準的有效存量。標準的有效存量的測算方法具體見本文第一部分，不再贅述。

4.1.4 實證假設

考慮到數(shù)據(jù)獲取年限的限制，選取1995—2017年的年度新增知識（Y）、研發(fā)人員全時當量（L）、以1995年為期初的知識存量（A）和以1995年為期初的標準有效存量（S）進行實證驗證。從R&D資本存量（R）和發(fā)明專利存量（P）分兩類模型測算知識存量（A）和標準存量（S）的溢出效應。

4.2 實證結果分析

本文使用Eviews10對模型參數(shù)進行估計。溢出效應模型的研究區(qū)間為1995—2017年，每個變量有23個樣本數(shù)據(jù)，對樣本數(shù)據(jù)用KPSS進行單位根檢驗。檢驗結果顯示：LnY、LnL、LnR、LnP、LnS都是平穩(wěn)序列（見表4）。各變量的簡單相關系數(shù)矩陣見表5。

表4 溢出效應模型變量的單位根檢驗

表5 簡單相關系數(shù)矩陣

本文實證分析基于R&D資本存量和發(fā)明專利存量，分別測算知識溢出模型。基于R&D資本的知識溢出模型以LnY為自變量，以LnL、LnR、LnS為因變量；基于發(fā)明專利申請授權量的知識溢出模型以LnY為自變量，以LnL、LnP、LnS為因變量。從表5可以看出，這些變量之間都具有高度的相關性。在EVIEWS 10中分別進行逐步回歸，選擇P值1%作為終止條件，得到相應回歸結果如表6。

表6 溢出效應模型的回歸方程結果

在基于R&D資本存量測算知識存量的回歸模型中，研發(fā)人員全時當量的產(chǎn)出彈性為0.552 1，R&D資本存量對年度新增知識存在正的溢出效應，且規(guī)模報酬遞增。標準存量對年度新增知識存在負的溢出效應。

在基于專利存量測算知識存量的回歸模型中，研發(fā)人員全時當量的產(chǎn)出彈性為0.937 2，專利存量對年度新增知識存在正的溢出效應，且規(guī)模報酬遞減。標準存量對年度新增知識存在負的溢出效應。

《國務院關于印發(fā)深化標準化工作改革方案的通知》（國發(fā)〔2015〕13號）所說：“標準缺失老化滯后，難以滿足經(jīng)濟提質(zhì)增效升級的需求。”從模型的分析結果來看，截至2017年仍然存在標準對年度新增知識的負的溢出效應。這就要求圍繞使市場在資源配置中起決定性作用和更好發(fā)揮政府作用，通過深化標準化工作改革，有效解決標準缺失滯后老化問題，更好發(fā)揮標準化在推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化中的基礎性、戰(zhàn)略性作用，促進技術發(fā)展和社會進步。

5 結論

本文根據(jù)1995—2017年我國國家標準數(shù)據(jù)，計算國家標準有效存量，研究了標準在標準化技術部門內(nèi)部和標準化技術部門之間的溢出效應，在此基礎上建立溢出效應模型，并測算了國家標準存量、知識存量（R&D資本存量、發(fā)明專利存量）對年度新增知識的溢出效應。

本文的實證分析結果顯示：（1）研發(fā)人員全時當量的增長對年增知識的影響是正向的；（2）R&D資本存量對年度新增知識存在正的溢出效應，且規(guī)模報酬遞增；（3）發(fā)明專利存量對年度新增知識存在正的溢出效應，且規(guī)模報酬遞減；（4）由于標準缺失滯后老化現(xiàn)象，導致標準存量對年度新增知識存在負的溢出效應。

由于數(shù)據(jù)的代表性和可得性，本文中標準溢出效應模型選取國家標準作為研究對象，基于理論模型和實踐驗證，得出如下結論：（1）準確測算標準的存量是進行標準化工作改革的前提，建議探索建立有利于反映年度新增標準變動的標準存量的測算方法，嚴格按照《標準化法》的規(guī)定進行標準的復審。（2）R&D資本存量、發(fā)明專利存量都對年度新增知識具有正的溢出效應，建議通過增加研發(fā)經(jīng)費、鼓勵發(fā)明專利的措施推動新知識的生產(chǎn)。（3）通過鼓勵人才成長和發(fā)揮作用的機制，促進新知識的生產(chǎn)。（4）通過深化標準化工作改革，解決標準老化缺失滯后問題，推動標準存量對新知識產(chǎn)生正的溢出效應。