中小企業(yè)研發(fā)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(yè)為研究對象，收集2010-2015年的企業(yè)特征數(shù)據(jù)和相關(guān)標準數(shù)據(jù)，運用負二項回歸模型，進行中小企業(yè)研發(fā)能力對標準化能力影響的實證研究。研究結(jié)果表明，中小企業(yè)的研發(fā)投入強度雖然有限，但研發(fā)投入強度對企業(yè)的標準化能力有顯著的促進作用；專利產(chǎn)出作為標準的基礎(chǔ)，企業(yè)的年專利增量對企業(yè)參與標準制定有顯著的正向促進作用；企業(yè)的研發(fā)投入對標準化能力的影響比專利產(chǎn)出的影響更大。

關(guān)鍵詞：中小企業(yè)； 研發(fā)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(jīng)濟全球化趨勢下，科技也面臨著全球化，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟的出現(xiàn)更是推動科學(xué)技術(shù)在全球范圍迅速擴散，因此，市場競爭逐漸向以技術(shù)為載體的標準化能力的競爭方式轉(zhuǎn)變。世界各國在國際標準制定中爭奪話語權(quán)，國內(nèi)企業(yè)也在努力探索適合自身的標準化發(fā)展戰(zhàn)略。在我國，中小企業(yè)數(shù)達到企業(yè)總數(shù)的99%，占據(jù)了大部分市場份額，提供大量就業(yè)崗位，為我國經(jīng)濟發(fā)展做出重大貢獻，且中小企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新方面一直很活躍，逐漸增強的研發(fā)能力加快了企業(yè)的標準化發(fā)展進程。那么，中小企業(yè)的研發(fā)能力對標準化能力具體有何影響？如何衡量企業(yè)的研發(fā)能力和標準化能力？中小企業(yè)該如何平衡研發(fā)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(yè)為研究對象，實證檢驗了研發(fā)能力對中小企業(yè)標準化能力的具體影響情況。

二、文獻回顧

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

Intarakumnerd等（2006）認為，以往對創(chuàng)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(xué)技術(shù)的國家，若技術(shù)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(fā)現(xiàn)，對技術(shù)創(chuàng)新、研發(fā)能力等指標進行衡量的文獻，并未在國家的技術(shù)先進程度上單獨強調(diào)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(huán)節(jié)，專有技術(shù)成為產(chǎn)業(yè)標準的能力；廣義的標準化能力則包括從研究與開發(fā)到專利等知識產(chǎn)權(quán)的取得，標準的確立、采用，直至被許可和產(chǎn)業(yè)化的能力。[7]由此，基于廣義定義，將企業(yè)和產(chǎn)業(yè)的技術(shù)標準化能力整合為鏈條式的四個維度：R&D及協(xié)作化能力、技術(shù)專利化能力、專利標準化能力和標準產(chǎn)業(yè)化能力，在R&D及協(xié)作化能力下又將其分為R&D投入、R&D產(chǎn)出和R&D協(xié)作具體指標。伍燕嫵、陳道珍等（2005）將企業(yè)標準化能力的影響因素分為外部因素和內(nèi)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(nèi)部因素則主要來自于企業(yè)的自身特征，如企業(yè)規(guī)模、收益狀況、研發(fā)投入等；在建立相關(guān)指標體系時認為，企業(yè)的研發(fā)投入不僅包括費用投入，還包括設(shè)備和技術(shù)開發(fā)人員的投入。張果等（2016）在研究企業(yè)的標準化能力和技術(shù)創(chuàng)新能力的耦合度時，從技術(shù)基礎(chǔ)、產(chǎn)出能力和環(huán)境基礎(chǔ)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(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)標準化能力之間的相互作用提供了有力的理論基礎(chǔ)。蔣衛(wèi)平、劉黛蒂通過對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)2010-2014年研發(fā)投入與企業(yè)績效的實證分析，認為研發(fā)投入與當期企業(yè)績效顯著負相關(guān)，而與企業(yè)滯后1-3期績效顯著正相關(guān)，企業(yè)應(yīng)以長遠眼光，保持研發(fā)投入，以保持績效穩(wěn)定增長。[8]企業(yè)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(fā)與標準化的關(guān)系也逐漸凸顯。

綜上可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們對企業(yè)研發(fā)能力與標準化能力的關(guān)注越來越多，且以技術(shù)創(chuàng)新為目的的研究開發(fā)確實能對企業(yè)的標準化能力產(chǎn)生影響，但具體的影響過程和結(jié)果還有待研究。其次，單獨考慮研發(fā)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(shù)文獻只能在定性分析上做研究，因此，較多學(xué)者偏向于建立研發(fā)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(yè)研發(fā)能力與標準化能力的分析有指導(dǎo)性作用，但較少學(xué)者將這些指標體系運用到實際的企業(yè)研究中，也未用數(shù)據(jù)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(chǔ)上進行實證研究，并得出相關(guān)結(jié)論。

三、理論分析與實證設(shè)計

（一）理論分析

1.研發(fā)投入對標準化能力的影響

技術(shù)創(chuàng)新與標準化之間有著復(fù)雜的關(guān)系，以技術(shù)創(chuàng)新為目的的研發(fā)投入是標準產(chǎn)生的基礎(chǔ)。企業(yè)的研發(fā)投入不僅包括資金投入，還包括技術(shù)人員、專用設(shè)備等的投入，合理的研發(fā)投入能夠優(yōu)化企業(yè)的資源配置。隨著研發(fā)投入的增加和技術(shù)的不斷進步，企業(yè)開始生產(chǎn)多樣化的產(chǎn)品和服務(wù)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(guān)標準以保證新產(chǎn)品的有效實施和質(zhì)量安全。產(chǎn)品的種類越豐富，要求的標準就越廣泛，以技術(shù)創(chuàng)新為目的的研發(fā)投入在這個過程中轉(zhuǎn)化為以產(chǎn)品實施為目的的標準需求。企業(yè)對標準的需求一方面促進企業(yè)研發(fā)更多的專利技術(shù)，另一方面也促進了企業(yè)的標準化發(fā)展。研發(fā)投入的多少要與企業(yè)的自身情況相適應(yīng)，過多的研發(fā)投入會造成資源的浪費，如果技術(shù)創(chuàng)新不能及時轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品，還會帶來企業(yè)資金周轉(zhuǎn)不靈、產(chǎn)品生產(chǎn)脫節(jié)的后果；研發(fā)投入過少，則不能達到促進創(chuàng)新的效果。因此，找到合適的研發(fā)投入強度，對企業(yè)的研發(fā)活動和標準化來說具有重要作用。

2.專利產(chǎn)出對標準化能力的影響

有投入就必定會有產(chǎn)出，專利作為研發(fā)產(chǎn)出的其中一種代表性知識產(chǎn)權(quán)，對企業(yè)的標準化發(fā)展有重要的影響。在我國，專利分為發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計三種類型，根據(jù)有關(guān)研究總結(jié)，約有70%的技術(shù)創(chuàng)新、65%的發(fā)明專利和80%以上的新產(chǎn)品都來自于中小企業(yè)，由此可知我國中小企業(yè)在創(chuàng)新方面的能力不可低估。擁有系統(tǒng)專利技術(shù)的企業(yè)有兩種戰(zhàn)略選擇：要么將專利申請為標準以實施標準化戰(zhàn)略，要么保留專利技術(shù)實施差異化戰(zhàn)略，具體的戰(zhàn)略選擇由企業(yè)自身情況決定。標準化戰(zhàn)略要求企業(yè)將系統(tǒng)專利申請為標準，這樣能夠利用對專利技術(shù)的控制權(quán)占據(jù)市場競爭的有利地位，還能通過許可的方式獲取技術(shù)許可費，提高企業(yè)利潤。在標準申請過程中，企業(yè)參與標準化組織，如行業(yè)協(xié)會、產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟、技術(shù)標準聯(lián)盟等，參與更多標準制定，逐漸成為相關(guān)標準的供給者。

企業(yè)的研發(fā)投入和專利產(chǎn)出統(tǒng)稱為企業(yè)的研發(fā)能力，研發(fā)投入的增加、專利產(chǎn)出數(shù)量與質(zhì)量的提高，直接影響企業(yè)研發(fā)能力的高低。標準是企業(yè)發(fā)展過程中必不可少的條件，企業(yè)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(yè)的研發(fā)能力緊密相關(guān)。

（二）實證設(shè)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(yè)板上市的企業(yè)，為保證面板數(shù)據(jù)的研究時段比較穩(wěn)定和連續(xù)，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(yè)；（2）排除第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，因為其在研發(fā)與標準上具有特殊性；（3）剔除在研究期間發(fā)生重大變故、終止經(jīng)營的企業(yè)；（4）剔除數(shù)據(jù)缺漏嚴重的企業(yè)，最終得到210個樣本。根據(jù)以上研究要求，收集2010-2015年共6年的樣本企業(yè)特征數(shù)據(jù)和相關(guān)標準數(shù)據(jù)，整合成含有1260個觀測值的平衡面板數(shù)據(jù)。本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國知網(wǎng)《標準數(shù)據(jù)總庫》、萬方專利數(shù)據(jù)庫、工標網(wǎng)、巨潮資訊網(wǎng)等網(wǎng)站，運用的方法主要有描述性統(tǒng)計分析、相關(guān)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(yè)在標準供給與需求過程中的總體表現(xiàn)，不同發(fā)展階段的供需標準要求，導(dǎo)致企業(yè)在標準化過程中的角色不斷轉(zhuǎn)變。根據(jù)現(xiàn)有文獻的研究結(jié)果，多數(shù)學(xué)者傾向于用標準增量來衡量國家、行業(yè)的標準化水平或者標準化能力，針對本文的樣本企業(yè)可采用同樣的方法。本研究使用企業(yè)的年標準增量，即企業(yè)每年參與標準制定的次數(shù)來衡量其標準化能力，企業(yè)參與標準制定，一方面說明企業(yè)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(quán)。由于并不是每個企業(yè)每年都會參與標準制定，且中小企業(yè)的標準量相對來說產(chǎn)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(jīng)曾德明等（2016）的研究文獻啟發(fā)，本研究采用企業(yè)當年、滯后一年和滯后兩年共計三年的標準制定總數(shù)作為標準化能力的衡量結(jié)果。

（2）解釋變量。根據(jù)理論部分的分析和研究所需，考慮到企業(yè)的研發(fā)投入和專利產(chǎn)出是可能影響企業(yè)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(fā)投入強度：即企業(yè)研發(fā)費用與主營業(yè)務(wù)收入的比值。由于中小企業(yè)規(guī)模不一，技術(shù)人員和專用設(shè)備在企業(yè)間的投入各不相同，行業(yè)差異也可能導(dǎo)致研發(fā)費用投入差別較大，例如計算機與通訊制造業(yè)的研發(fā)投入費用遠遠大于紡織服裝制造業(yè)，因此使用研發(fā)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(fā)投入強度指標，分別是上期的研發(fā)投入強度和當期的研發(fā)投入強度?？紤]到企業(yè)研發(fā)效率和費用投入的滯后影響，認為企業(yè)當期的費用投入并不能快速轉(zhuǎn)化到研究開發(fā)中，對本期的專利與標準產(chǎn)出并不能產(chǎn)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(fā)投入強度也作為重要的解釋變量。二是年專利增量：企業(yè)為了滿足消費者的需求，會不斷研究開發(fā)新產(chǎn)品，這個過程中必然會伴隨著新技術(shù)的產(chǎn)生。一項市場中沒有出現(xiàn)過的技術(shù)或者競爭對手還未曾開發(fā)出來的技術(shù)，對企業(yè)來說是絕對的優(yōu)勢，因此將新技術(shù)申請專利是對企業(yè)知識產(chǎn)權(quán)的保護，即是所謂的“技術(shù)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(yè)負責(zé)起草標準的次數(shù)、標準涉及范圍、企業(yè)資本結(jié)構(gòu)和政府支持力度作為控制變量代入模型。負責(zé)起草標準次數(shù)：標準的起草單位分為負責(zé)起草單位和參與起草單位，無論是國家標準還是行業(yè)標準，負責(zé)起草標準的單位在標準制定中有一定的主導(dǎo)作用，因此發(fā)揮牽頭起草標準的優(yōu)勢，能夠爭取到更多有利于自身的條件，這也表明企業(yè)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(shù)為相關(guān)標準的標準化技術(shù)委員會，企業(yè)在某個領(lǐng)域制定標準，則會涉及一個歸口單位，在多個領(lǐng)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(yè)在標準制定中所涉及的領(lǐng)域就越多，也表明企業(yè)在多個領(lǐng)域的標準制定中都有相關(guān)話語權(quán)。政府支持力度：政府對企業(yè)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(yè)主導(dǎo)的企業(yè)標準競爭向各國政府大力推動下的產(chǎn)業(yè)標準競爭轉(zhuǎn)變，因此政府在企業(yè)的標準化發(fā)展過程中的作用不容忽視。本研究選取企業(yè)的政府補助作為政府支持力度的指標。資本結(jié)構(gòu)：資本結(jié)構(gòu)對企業(yè)的標準化進程產(chǎn)生重要影響，只有合理的資產(chǎn)負債結(jié)構(gòu)才能保證企業(yè)的健康發(fā)展。因此，在本研究中，用資產(chǎn)負債率來表示資本結(jié)構(gòu)，作為標準化能力的衡量指標。

3.回歸模型設(shè)計

根據(jù)以上理論分析和變量設(shè)計，本研究將企業(yè)參與標準制定的次數(shù)作為因變量，將研發(fā)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(chǔ)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(tǒng)計

本文采用Stata12.0軟件為研究工具對數(shù)據(jù)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(shù)變量，從表2的描述性統(tǒng)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(xiàn)虛假現(xiàn)象和殘差異方差，根據(jù)以往學(xué)者的相關(guān)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(yè)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(yè)的差距也在逐漸拉大，這說明中小企業(yè)在標準化活動中的表現(xiàn)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(yè)的研發(fā)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(fā)投入費用達到企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的42%；企業(yè)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(xiàn)出較大的差距；企業(yè)成為標準負責(zé)起草單位的平均次數(shù)接近5次；企業(yè)在標準所涉范圍和資產(chǎn)負債率上具有比較穩(wěn)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(yè)差異，部分解釋變量可能存在較大的波動性。

（二）相關(guān)性分析

通過對解釋變量和控制變量的相關(guān)性分析，可以得出各變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣（如表4所示），相關(guān)系數(shù)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(fā)投入強度與當期研發(fā)投入強度的相關(guān)系數(shù)達到0.841，考慮到單個樣本在指定研究時間段的數(shù)據(jù)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(fā)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(yè)年專利增量與參與起草標準次數(shù)之間呈現(xiàn)正相關(guān)，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(yè)負責(zé)起草標準的次數(shù)、標準所涉及范圍、資本結(jié)構(gòu)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(jié)果表明，將這些因素考慮到模型中有一定的依據(jù)和意義。

（三）回歸分析

負二項回歸的結(jié)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(shù)情況下在1%的顯著性水平下通過檢驗。其中，企業(yè)標準所涉范圍與負責(zé)起草標準的次數(shù)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(yè)負責(zé)起草標準的次數(shù)越多，越能夠發(fā)揮牽頭起草單位的主導(dǎo)作用，其標準化能力就越強；另一方面，企業(yè)標準所涉及的范圍越廣，表明企業(yè)在多個領(lǐng)域均有標準化活動，參與制定的標準呈現(xiàn)多樣性，這也說明企業(yè)的標準化能力越強。政府支持力度對企業(yè)的標準化能力影響最小，可能的原因是，每個企業(yè)每年的政府補助多少受多方面影響，或者說政府對企業(yè)的補助有一定的選擇性，單個企業(yè)連續(xù)幾年的政府補助可能截然不同，它不隨企業(yè)的自身能力變化，更多的是受外界政策環(huán)境的影響。企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)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(jié)果做出說明。

對比模型1和模型2的回歸結(jié)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(fā)現(xiàn)企業(yè)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(dǎo)致企業(yè)參與標準制定的次數(shù)增加0.0013%。模型2中，單獨放入當期研發(fā)投入強度和控制變量，發(fā)現(xiàn)企業(yè)當期的研發(fā)投入強度對標準化能力具有顯著的正向促進作用，即研發(fā)投入強度每增加1%，可導(dǎo)致企業(yè)參與標準制定的次數(shù)增加2.68%。對比模型1和模型2可以發(fā)現(xiàn)，在單獨考慮兩個重要的解釋變量時，研發(fā)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(yè)的標準化能力均有非常顯著的正向作用，且研發(fā)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(fā)現(xiàn)同樣的回歸結(jié)果。

對比模型2和模型3，模型4和模型5的回歸結(jié)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(fā)投入強度對企業(yè)標準化能力的影響情況。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不管是上期還是當期的研發(fā)投入，對企業(yè)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(fā)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(fā)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(fā)投入在5%的顯著性水平下通過檢驗。當期研發(fā)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(fā)投入每增加1%可以帶來3.36%的變化。這個結(jié)果表明，不管是單獨考慮還是同時考慮解釋變量，研究結(jié)論是一致的：研發(fā)投入強度和年專利增量對企業(yè)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(fā)投入強度對標準化能力的影響有滯后性，上期的研發(fā)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(wěn)健性檢驗

表5的初步回歸結(jié)果，也可用來對模型進行穩(wěn)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(fā)現(xiàn)兩組回歸得出的結(jié)果在變量系數(shù)、標準誤和顯著性水平上并沒有太大的差異，表現(xiàn)出明顯的一致性，由此可以說明本研究的模型回歸結(jié)果是比較可靠的。

再通過替換解釋變量的方法來檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性。本研究初始用的年專利增量值是以企業(yè)當年的專利申請量來衡量的，企業(yè)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(yè)當年的專利授權(quán)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(quán)允許公開，則記為當年的專利增量，稱作年專利授權(quán)量。這兩個值在統(tǒng)計過程中是有差異的，但不影響企業(yè)的總專利數(shù)量，且都能表現(xiàn)出企業(yè)的專利變化情況，因此，在穩(wěn)健性檢驗中，將年專利申請量替換為年專利授權(quán)量，再用相同的回歸模型和回歸方法得出結(jié)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(jié)果并沒有出現(xiàn)太大差異，研發(fā)投入強度和年專利增量的系數(shù)符號和顯著性水平均未發(fā)生改變，控制變量也只是在系數(shù)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(jié)果仍然保持一致，由此可知本文的研究結(jié)論具有一定的可靠性。

四、結(jié)論

本研究以210家上市中小企業(yè)為樣本，充分研究了中小企業(yè)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(jié)論：（1）研發(fā)投入強度和年專利增量對中小企業(yè)的標準化能力均有顯著的正向促進作用；（2）研發(fā)投入強度對中小企業(yè)標準化能力的促進作用比年專利增量的作用更大；（3）企業(yè)的研發(fā)投入對標準產(chǎn)出具有滯后影響，即上期研發(fā)投入強度比當期研發(fā)投入強度的作用更大更顯著。

本文的研究結(jié)果主要有以下幾點啟示：（1）中小企業(yè)開展研發(fā)活動具有一定的風(fēng)險性，投入大、周期長，如果不能及時將研發(fā)投入轉(zhuǎn)化到產(chǎn)品生產(chǎn)中，可能造成企業(yè)資金周轉(zhuǎn)不靈，產(chǎn)品脫節(jié)現(xiàn)象。因此，在進行一項研發(fā)活動前，中小企業(yè)一定要制定合理的研發(fā)方案，根據(jù)企業(yè)自身情況合理投入適當?shù)募夹g(shù)人員、設(shè)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(yè)參與標準制定的次數(shù)，專利是標準的基礎(chǔ)，專利產(chǎn)出對企業(yè)來說，不管是以后采用標準化戰(zhàn)略還是差異化戰(zhàn)略，都有重要的作用，中小企業(yè)要有將先進技術(shù)申請為專利的意識，將技術(shù)轉(zhuǎn)化為知識產(chǎn)權(quán)，能夠在無形中提高企業(yè)的核心競爭力。（3）中小企業(yè)的研發(fā)活動，從資源投入到具體研發(fā)再到結(jié)果產(chǎn)出，需要一定的時間，當期的研發(fā)投入可能在當期沒有明顯的成果，但這是一個技術(shù)積累的過程，研發(fā)投入有滯后影響是正?，F(xiàn)象。因此，隨意停止一項研發(fā)活動，造成的資源浪費和技術(shù)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(yè)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(jié)果的有效性，但未對樣本企業(yè)進行分行業(yè)研究，忽視了行業(yè)差異可能對研究結(jié)果帶來的影響。第二，考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可得性，本文只選取了樣本企業(yè)6年的觀測數(shù)據(jù)，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(jié)論產(chǎn)生影響。第三，中小企業(yè)的研發(fā)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(fā)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(yè)的標準化能力是如何作用于研發(fā)能力的。

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