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摘要：以我国2010年12月31日前在深交所中小板上市的210家企业为研究对象，收集2010-2015年的企业特征数据和相关标准数据，运用负二项回归模型，进行中小企业研发能力对标准化能力影响的实证研究。研究结果表明，中小企业的研发投入强度虽然有限，但研发投入强度对企业的标准化能力有显著的促进作用；专利产出作为标准的基础，企业的年专利增量对企业参与标准制定有显著的正向促进作用；企业的研发投入对标准化能力的影响比专利产出的影响更大。
关键词：中小企业； 研发能力； 标准化能力
中图分类号：F4 文献标志码：A 文章编号：1004-3160（2018）01-0149-10
一、引言
在经济全球化趋势下，科技也面临着全球化，网络经济的出现更是推动科学技术在全球范围迅速扩散，因此，市场竞争逐渐向以技术为载体的标准化能力的竞争方式转变。世界各国在国际标准制定中争夺话语权，国内企业也在努力探索适合自身的标准化发展战略。在我国，中小企业数达到企业总数的99%，占据了大部分市场份额，提供大量就业岗位，为我国经济发展做出重大贡献，且中小企业在研发创新方面一直很活跃，逐渐增强的研发能力加快了企业的标准化发展进程。那么，中小企业的研发能力对标准化能力具体有何影响？如何衡量企业的研发能力和标准化能力？中小企业该如何平衡研发对标准化带来的影响？这些都是值得我们深入研究的问题，本文选取210家上市中小企业为研究对象，实证检验了研发能力对中小企业标准化能力的具体影响情况。
二、文献回顾
企业的标准化发展是一个复杂的动态过程，Fomin等（2003）基于动态过程理论，利用D-N-S模型研究了电信行业的动态标准化发展过程。[1]孙耀吾、赵雅等（2009）以TD-SCDMA的技术标准化过程为例，利用三螺旋结构模型发现，企业的技术标准化进程由R&D、技术标准和产业化三个方面的要素相互交织、共同作用、协同发展。[2] Techatassanasoontorn等（2011）在网络经济和复杂网络理论的基础上，用事实标准的标准化进程证明了，技术创新与技术系统进化并不总是呈现S曲线规律，还可能有其他的动态进化方式。[3]曾德明等（2005）从企业层面出发，将企业的标准化工作分为若干子活动，从技术优势、技术标准制定、标准推广三个方面建立指标体系，并分别总结了各个方面的影响因素，使得企业的标准化能力评价体系越来越完善。[4]元岳（2010）从区域的角度出发，利用因子分析方法，从标准创制潜在资源因子、标准创制活动能力因子、标准创制环境因子三个方面建立了标准创制能力的评价指标体系。[5]产业层面，王珊珊等（2013）将产业技术标准化能力分为三个维度：标准专利化能力、标准产业化能力和标准市场化能力，认为企业的专利化能力是支撑标准体系不断完善的基础，并表明只有三个维度的能力协同发展、同步增长才能保证产业的标准化能力处在较高水平。[6] 由此可知，标准化发展的过程呈现动态变化趋势，且不同层面的标准化工作发展目标也有差异。
Intarakumnerd等（2006）認为，以往对创新与能力的指标衡量研究方面，主要针对的是拥有前沿科学技术的国家，若技术落后国家仍采用相同的方法则不太合适。然而，在近些年逐渐增多的研究中发现，对技术创新、研发能力等指标进行衡量的文献，并未在国家的技术先进程度上单独强调其针对性。孙耀吾、胡林辉等（2007）将标准化能力分为狭义和广义两种，狭义的标准化能力主要针对在标准化环节，专有技术成为产业标准的能力；广义的标准化能力则包括从研究与开发到专利等知识产权的取得，标准的确立、采用，直至被许可和产业化的能力。[7]由此，基于广义定义，将企业和产业的技术标准化能力整合为链条式的四个维度：R&D及协作化能力、技术专利化能力、专利标准化能力和标准产业化能力，在R&D及协作化能力下又将其分为R&D投入、R&D产出和R&D协作具体指标。伍燕妩、陈道珍等（2005）将企业标准化能力的影响因素分为外部因素和内部因素，外部因素主要包括目标市场的标准偏好和国家政策的支持倾向，内部因素则主要来自于企业的自身特征，如企业规模、收益状况、研发投入等；在建立相关指标体系时认为，企业的研发投入不仅包括费用投入，还包括设备和技术开发人员的投入。张果等（2016）在研究企业的标准化能力和技术创新能力的耦合度时，从技术基础、产出能力和环境基础三个方面来解释这两种能力，并针对每个方面进行具体指标的细分，该研究为企业的技术创新能力和技术标准化能力之间的相互作用提供了有力的理论基础。蒋卫平、刘黛蒂通过对创业板企业2010-2014年研发投入与企业绩效的实证分析，认为研发投入与当期企业绩效显著负相关，而与企业滞后1-3期绩效显著正相关，企业应以长远眼光，保持研发投入，以保持绩效稳定增长。[8]企业的标准化能力如何定义与衡量，在一系列指标体系的建立中逐渐明晰，研究开发与标准化的关系也逐渐凸显。
综上可以发现，学者们对企业研发能力与标准化能力的关注越来越多，且以技术创新为目的的研究开发确实能对企业的标准化能力产生影响，但具体的影响过程和结果还有待研究。其次，单独考虑研发投入或者专利对标准化的影响较多，而将两者放入同一个模型中的研究则较少。受到“能力”这个难以衡量因素的影响，多数文献只能在定性分析上做研究，因此，较多学者偏向于建立研发与标准的评价指标体系，分别考虑可定性和可定量的一级和二级指标。评价指标体系的建立对企业研发能力与标准化能力的分析有指导性作用，但较少学者将这些指标体系运用到实际的企业研究中，也未用数据来进行实证检验。本文借鉴以上研究成果，在定量分析的基础上进行实证研究，并得出相关结论。
三、理论分析与实证设计
（一）理论分析
1.研发投入对标准化能力的影响
技术创新与标准化之间有着复杂的关系，以技术创新为目的的研发投入是标准产生的基础。企业的研发投入不仅包括资金投入，还包括技术人员、专用设备等的投入，合理的研发投入能够优化企业的资源配置。随着研发投入的增加和技术的不断进步，企业开始生产多样化的产品和服务以满足更多消费者的需求，扩大市场范围，这就要求制定相关标准以保证新产品的有效实施和质量安全。产品的种类越丰富，要求的标准就越广泛，以技术创新为目的的研发投入在这个过程中转化为以产品实施为目的的标准需求。企业对标准的需求一方面促进企业研发更多的专利技术，另一方面也促进了企业的标准化发展。研发投入的多少要与企业的自身情况相适应，过多的研发投入会造成资源的浪费，如果技术创新不能及时转化为新产品，还会带来企业资金周转不灵、产品生产脱节的后果；研发投入过少，则不能达到促进创新的效果。因此，找到合适的研发投入强度，对企业的研发活动和标准化来说具有重要作用。
2.专利产出对标准化能力的影响
有投入就必定會有产出，专利作为研发产出的其中一种代表性知识产权，对企业的标准化发展有重要的影响。在我国，专利分为发明、实用新型和外观设计三种类型，根据有关研究总结，约有70%的技术创新、65%的发明专利和80%以上的新产品都来自于中小企业，由此可知我国中小企业在创新方面的能力不可低估。拥有系统专利技术的企业有两种战略选择：要么将专利申请为标准以实施标准化战略，要么保留专利技术实施差异化战略，具体的战略选择由企业自身情况决定。标准化战略要求企业将系统专利申请为标准，这样能够利用对专利技术的控制权占据市场竞争的有利地位，还能通过许可的方式获取技术许可费，提高企业利润。在标准申请过程中，企业参与标准化组织，如行业协会、产业联盟、技术标准联盟等，参与更多标准制定，逐渐成为相关标准的供给者。
企业的研发投入和专利产出统称为企业的研发能力，研发投入的增加、专利产出数量与质量的提高，直接影响企业研发能力的高低。标准是企业发展过程中必不可少的条件，企业的成长伴随着标准化能力的逐渐变化，制定或者参与制定标准的能力，与企业的研发能力紧密相关。
（二）实证设计
1.样本选取
本研究初步选取在深圳证券交易所中小企业板上市的企业，为保证面板数据的研究时段比较稳定和连续，按照以下步骤筛选样本：（1）排除在2011年1月1日及之后上市的企业；（2）排除第一产业和第三产业，因为其在研发与标准上具有特殊性；（3）剔除在研究期间发生重大变故、终止经营的企业；（4）剔除数据缺漏严重的企业，最终得到210个样本。根据以上研究要求，收集2010-2015年共6年的样本企业特征数据和相关标准数据，整合成含有1260个观测值的平衡面板数据。本文所使用的数据来源于中国知网《标准数据总库》、万方专利数据库、工标网、巨潮资讯网等网站，运用的方法主要有描述性统计分析、相关性分析和负二项回归分析。
2.变量定义
（1）被解释变量。标准化能力是企业在标准供给与需求过程中的总体表现，不同发展阶段的供需标准要求，导致企业在标准化过程中的角色不断转变。根据现有文献的研究结果，多数学者倾向于用标准增量来衡量国家、行业的标准化水平或者标准化能力，针对本文的样本企业可采用同样的方法。本研究使用企业的年标准增量，即企业每年参与标准制定的次数来衡量其标准化能力，企业参与标准制定，一方面说明企业对这个标准有需求，另一方面在标准供给上也有一定话语权。由于并不是每个企业每年都会参与标准制定，且中小企业的标准量相对来说产出较少，为了避免被解释变量的大量观测值为零而带来实证误差，经曾德明等（2016）的研究文献启发，本研究采用企业当年、滞后一年和滞后两年共计三年的标准制定总数作为标准化能力的衡量结果。
（2）解释变量。根据理论部分的分析和研究所需，考虑到企业的研发投入和专利产出是可能影响企业标准化能力的重要因素，因此将这两个方面的指标作为主要的解释变量。一是研发投入强度：即企业研发费用与主营业务收入的比值。由于中小企业规模不一，技术人员和专用设备在企业间的投入各不相同，行业差异也可能导致研发费用投入差别较大，例如计算机与通讯制造业的研发投入费用远远大于纺织服装制造业，因此使用研发费用的投入强度来表示更为恰当。在本研究中，涉及两个研发投入强度指标，分别是上期的研发投入强度和当期的研发投入强度。考虑到企业研发效率和费用投入的滞后影响，认为企业当期的费用投入并不能快速转化到研究开发中，对本期的专利与标准产出并不能产生及时的作用，反而受到前期投入的影响更多，因此将前期研发投入强度也作为重要的解释变量。二是年专利增量：企业为了满足消费者的需求，会不断研究开发新产品，这个过程中必然会伴随着新技术的产生。一项市场中没有出现过的技术或者竞争对手还未曾开发出来的技术，对企业来说是绝对的优势，因此将新技术申请专利是对企业知识产权的保护，即是所谓的“技术专利化”。
（3）控制变量。按照通行的做法，为保证研究的全面性和有效性，本文将企业负责起草标准的次数、标准涉及范围、企业资本结构和政府支持力度作为控制变量代入模型。负责起草标准次数：标准的起草单位分为负责起草单位和参与起草单位，无论是国家标准还是行业标准，负责起草标准的单位在标准制定中有一定的主导作用，因此发挥牵头起草标准的优势，能够争取到更多有利于自身的条件，这也表明企业的标准化能力更强。标准涉及范围：每个标准的制定一般都有主管部门和归口单位，标准的归口单位大多数为相关标准的标准化技术委员会，企业在某个领域制定标准，则会涉及一个归口单位，在多个领域都有参与标准制定，则会涉及多个归口单位，归口单位越多表明企业在标准制定中所涉及的领域就越多，也表明企业在多个领域的标准制定中都有相关话语权。政府支持力度：政府对企业的支持，包括政策支持和资金支持，当今世界的标准竞争，正在由单个企业主导的企业标准竞争向各国政府大力推动下的产业标准竞争转变，因此政府在企业的标准化发展过程中的作用不容忽视。本研究选取企业的政府补助作为政府支持力度的指标。资本结构：资本结构对企业的标准化进程产生重要影响，只有合理的资产负债结构才能保证企业的健康发展。因此，在本研究中，用资产负债率来表示资本结构，作为标准化能力的衡量指标。
3.回归模型设计
根据以上理论分析和变量设计，本研究将企业参与标准制定的次数作为因变量，将研发投入强度、年专利增量作为自变量，先分别代入模型研究其对标准化能力的单独影响，在此基础上再研究其共同作用。通过上述分析，可以得出以下总体回归模型：
ST=α + β1 RD + β2 PAT + β3 LEAD + β4 RANGE + β5 GOVER + β6 LR+ u.
三、实证分析
（一）描述性统计
本文采用Stata12.0软件为研究工具对数据进行回归分析。由于被解释变量标准化能力是大于等于零的计数变量，从表2的描述性统计可以看出其期望值为3.92，标准差为5.29，方差为28.04，方差是期望值的七倍多，存在过度分散的特点。为了避免显著性水平出现虚假现象和残差异方差，根据以往学者的相关研究，决定采用更有效率的负二项回归模型进行分析。
由表2可知，全样本各企业的标准化能力均值为3.92项，最高达到了48项，最低值为0，样本均值从2010年到2014年逐年增加到5项，且各企业的差距也在逐渐拉大，这说明中小企业在标准化活动中的表现越来越活跃，参与标准制定的意识也在逐渐增强。
由表3可知，全样本企业的研发投入强度从上期到当期的最大值和均值都有所增加，且最高的研发投入费用达到企业主营业务收入的42%；企业年专利增量的均值近32项，最大值为1149项，标准差接近70，表现出较大的差距；企业成为标准负责起草单位的平均次数接近5次；企业在标准所涉范围和资产负债率上具有比较稳定的趋势；政府支持力度的波动较大，最小值仅为0.0000686，均值为0.0053。由此可知，由于研究样本的行业差异，部分解释变量可能存在较大的波动性。
（二）相关性分析
通过对解释变量和控制变量的相关性分析，可以得出各变量间的相关系数矩阵（如表4所示），相关系数表可以用来初步检验各解释变量对被解释变量的影响程度。
由表4可知，上期的研发投入强度与当期研发投入强度的相关系数达到0.841，考虑到单个样本在指定研究时间段的数据可得性，两变量之间存在共线性，因此在具体的实证过程中会将上期和当期的研发投入强度分开作对比研究，以避免多重共线性给模型带来的影响。中小企业年专利增量与参与起草标准次数之间呈现正相关，且在1%的显著性水平下通过检验，这说明年专利增量对标准化能力的正向贡献程度明显。从表中还可以看出，企业负责起草标准的次数、标准所涉及范围、资本结构和政府支持力度均有正向促进作用，且都在1%的显著性水平下通过检验。结果表明，将这些因素考虑到模型中有一定的依据和意义。
（三）回归分析
负二项回归的结果如表5所示。由表5可知，5个模型的控制变量均有较高的拟合程度，4个控制变量大多数情况下在1%的显著性水平下通过检验。其中，企业标准所涉范围与负责起草标准的次数对标准化能力均有明显的正向促进作用。这说明一方面，企业负责起草标准的次数越多，越能够发挥牵头起草单位的主导作用，其标准化能力就越强；另一方面，企业标准所涉及的范围越广，表明企业在多个领域均有标准化活动，参与制定的标准呈现多样性，这也说明企业的标准化能力越强。政府支持力度对企业的标准化能力影响最小，可能的原因是，每个企业每年的政府补助多少受多方面影响，或者说政府对企业的补助有一定的选择性，单个企业连续几年的政府补助可能截然不同，它不随企业的自身能力变化，更多的是受外界政策环境的影响。企业的资本结构虽然对标准化能力也具有积极的促进作用，但其显著性水平不如其他控制变量强。综上，引入模型中的控制变量均能对模型的结果做出说明。
对比模型1和模型2的回归结果：
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，单独放入年专利增量和控制变量，发现企业的年专利增量对标准化能力具有显著的正向促进作用，即专利增量每增加1%，可导致企业参与标准制定的次数增加0.0013%。模型2中，单独放入当期研发投入强度和控制变量，发现企业当期的研发投入强度对标准化能力具有显著的正向促进作用，即研发投入强度每增加1%，可导致企业参与标准制定的次数增加2.68%。对比模型1和模型2可以发现，在单独考虑两个重要的解释变量时，研发投入强度和年专利增量均在1%的显著性水平下通过检验，对企业的标准化能力均有非常显著的正向作用，且研发投入强度的影响比年专利增量的影响更大，对比模型1与模型3可以发现同样的回归结果。
对比模型2和模型3，模型4和模型5的回归结果：
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在没有放入年专利增量影响因素的情况下，考察上期和当期的研发投入强度對企业标准化能力的影响情况。结果发现，不管是上期还是当期的研发投入，对企业的标准化能力的影响均是显著的，均在1%的显著性水平下通过检验。同时，当期研发投入每增加1%只能带来当期标准化能力2.68%的变化，而上期研发投入每增加1%可以带给当期标准化能力3.68%的变化。
模型4和模型5在放入年专利增量的情况下，解释变量仍然能通过1%的显著性水平检验，只有模型4中的当期研发投入在5%的显著性水平下通过检验。当期研发投入每增加1%只能带给当期标准化能力2.21%的变化，而上期研发投入每增加1%可以带来3.36%的变化。这个结果表明，不管是单独考虑还是同时考虑解释变量，研究结论是一致的：研发投入强度和年专利增量对企业的标准化能力均有正向的促进作用，且前者的促进作用更大；研发投入强度对标准化能力的影响有滞后性，上期的研发投入对后期的标准化能力有明显的比当期更大的正向促进作用。
（四）稳健性检验
表5的初步回归结果，也可用来对模型进行稳健性分析。将模型分成两组：模型1、模型2、模型4为一组，模型1、模型3、模型5为一组，在模型中先分别放入解释变量做回归，然后再一起放入模型中，可以发现两组回归得出的结果在变量系数、标准误和显著性水平上并没有太大的差异，表现出明显的一致性，由此可以说明本研究的模型回归结果是比较可靠的。
再通过替换解释变量的方法来检验模型的稳健性。本研究初始用的年专利增量值是以企业当年的专利申请量来衡量的，企业当年提交专利申请，不管是当年公开还是滞后年度公开，都记为当年的专利增量，称作年专利申请量。而另一种方法则是用企业当年的专利授权量为衡量指标，即不管是之前年度还是当年申请的专利，只要在当年得到授权允许公开，则记为当年的专利增量，称作年专利授权量。这两个值在统计过程中是有差异的，但不影响企业的总专利数量，且都能表现出企业的专利变化情况，因此，在稳健性检验中，将年专利申请量替换为年专利授权量，再用相同的回归模型和回归方法得出结果如表6。
对比表5和表6可知，替換解释变量之后的回归结果并没有出现太大差异，研发投入强度和年专利增量的系数符号和显著性水平均未发生改变，控制变量也只是在系数大小上有很小的波动，符号和显著性水平均保持一致。这说明虽然替换了主要的解释变量，但模型的回归结果仍然保持一致，由此可知本文的研究结论具有一定的可靠性。
四、结论
本研究以210家上市中小企业为样本，充分研究了中小企业的标准化能力受到哪些可能因素的影响。研究得出以下三个基本结论：（1）研发投入强度和年专利增量对中小企业的标准化能力均有显著的正向促进作用；（2）研发投入强度对中小企业标准化能力的促进作用比年专利增量的作用更大；（3）企业的研发投入对标准产出具有滞后影响，即上期研发投入强度比当期研发投入强度的作用更大更显著。
本文的研究结果主要有以下几点启示：（1）中小企业开展研发活动具有一定的风险性，投入大、周期长，如果不能及时将研发投入转化到产品生产中，可能造成企业资金周转不灵，产品脱节现象。因此，在进行一项研发活动前，中小企业一定要制定合理的研发方案，根据企业自身情况合理投入适当的技术人员、设备和资金，以避免过度投入带来的不利影响和资源浪费。（2）年专利增量能显著增加企业参与标准制定的次数，专利是标准的基础，专利产出对企业来说，不管是以后采用标准化战略还是差异化战略，都有重要的作用，中小企业要有将先进技术申请为专利的意识，将技术转化为知识产权，能够在无形中提高企业的核心竞争力。（3）中小企业的研发活动，从资源投入到具体研发再到结果产出，需要一定的时间，当期的研发投入可能在当期没有明显的成果，但这是一个技术积累的过程，研发投入有滞后影响是正常现象。因此，随意停止一项研发活动，造成的资源浪费和技术中断可能是几个报告期都无法弥补的。
当然，本文的研究还存在一定的局限。第一，在研究企业的标准化能力时，虽然选取了210个样本达1260个观测值，能够保证结果的有效性，但未对样本企业进行分行业研究，忽视了行业差异可能对研究结果带来的影响。第二，考虑到数据的连续性和可得性，本文只选取了样本企业6年的观测数据，时间维度比较短，在一些衡量指标上有较大波动性，这样可能对研究结论产生影响。第三，中小企业的研发能力与标准化能力可能相互作用相互影响，但本研究只单方面考虑了研发能力对标准化能力的影响，在以后的研究中，需要进一步考虑企业的标准化能力是如何作用于研发能力的。
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