要素稟賦結構與標準供給

侯俊軍 鐘靈子

[摘 要] 描述了標準供給的定義與測度，分析了要素稟賦結構對標準供給的作用機理，并對1993-2016年中國十六個制造業(yè)行業(yè)的面板數據進行了實證研究。研究結果表明：要素稟賦結構對標準供給有顯著的正向影響，其中資本勞動比、研發(fā)資金投入、研發(fā)人力投入對標準供給的提升存在顯著的正向影響，而且研發(fā)資金投入的影響最大，研發(fā)人力投入次之，資本勞動比的影響最小。這一結論對調整我國行業(yè)標準供給，提升我國標準市場競爭力具有重要意義。

[關鍵詞] 要素稟賦結構;標準供給;標準相對供給指數;實證研究

[中圖分類號] F4 ? ?[文獻標識碼] A ? [文章編號] 1008—1763（2019）04—0066—07

Abstract：This paper describes the definition and measurement of standard supply， analyzes the mechanism of factor endowment structure on standard supply， and conducts empirical research on the panel data of Chinas sixteen manufacturing industries from 1993 to 2016. Research results show that factor endowment structure has a significant positive impact on the standard supply. Thereinto， capitallabor ratio， R&D capital investment and R&D manpower investment have significant positive influence on the improvement of standard supply. The R&D capital investment has the largest effect， followed by R&D manpower investment， and the capital labor ratio has the least impact. This conclusion is of great implication for adjusting the supply of China's industry standards and enhancing the competitiveness of China's standard market.

Key words： factor endowment structure; standard supply; relative supply of standard index; empirical analysis

一 引 言

人類活動中，標準無處不在。尤其是近十幾年來，隨著標準的適用范圍逐漸擴大，標準的覆蓋面由原先的工業(yè)領域逐漸擴大到農業(yè)、服務業(yè)以及社會管理等領域，標準在經濟社會發(fā)展的各領域中有著廣闊和多樣化的需求空間，標準已逐漸成為規(guī)范和協(xié)調市場經濟運行秩序的一種技術手段和技術制度。截止至2019年3月，根據全國標準信息公共服務平臺的統(tǒng)計數據，我國已制定和實施的現行國家標準36150項，行業(yè)標準62739項，地方標準41447項。國家標準、行業(yè)標準和地方標準總數達到14萬項，企業(yè)標準超過100萬項。標準已經成為與法律法規(guī)同等重要的現代社會治理工具。與此同時，國際組織、區(qū)域組織和發(fā)達國家也在積極制定標準。從標準數量來看，國際標準化組織（ISO）已經發(fā)布了2.5萬余項國際標準，國際電工組織（IEC）和國際電信聯盟（ITU）分別發(fā)布了9200項和4800余項國際標準。其它發(fā)達國家的標準化協(xié)會也在積極制定和發(fā)布標準。

標準已經成為國際競爭中的重要利器，各國和各地區(qū)紛紛主動制定和實施，我國也愈加重視標準化工作的開展和建設，積極深化標準化體系改革。然而，學者劉三江指出，標準的有效供給不足是我國標準體系建設的主要問題[1]，標準供給的問題開始被關注和討論。但從現有文獻看，目前學術界關于標準供給的研究并不多，特別是外國文獻方面，且少有學者對“標準供給”下定義，除了張同秀把“標準供給”定義為“把標準提供給需要的人使用?！盵2]此外，少有學者對“標準供給”進行界定，學術界中對“標準供給”仍然沒有一個統(tǒng)一的說法。但是其他關于“標準供給”的論述，比如楊詩吟等將標準有效供給定義為“標準需求和標準水平相適應的供給。”[3]劉三江認為標準有效供給不足包括兩方面內涵，即供給不足和供給無效，前者是指總供給不能滿足總需求，后者是指供給的標準不能滿足有效需求[1]。

目前學術界對標準供給問題的研究主要側重于描述性的分析，主要集中于標準供給現狀、問題以及對策的研究[1-3]，少有學者針對標準供給的定義、作用機理和路徑等方面進行深入研究，且缺乏實證方面的檢驗。只是從一個宏觀的視角顯然無法全面地了解一個國家標準供給的所有狀況，因此，在標準供給的研究上，我們希望能夠在理論機制和實證研究上有所突破。

標準供給的研究離不開對標準需求的探討。生產力發(fā)展提出對標準的需求，從總體上看，標準供給總是落后于而不是領先于標準需求[1]，標準需求在數量上難以量化和預測。相反，標準供給是一個涉及標準制定、形成以及替換更新的過程，標準供給在數量上最簡單的可表現為標準的數量，常常以標準存量來衡量。然而，標準存量只能反映標準在不同行業(yè)中絕對數量的分布狀況，若作為數據支撐來探討我國標準供給問題則會缺乏一定的精準性。因此，本文嘗試性地提出“標準相對供給”（Relative Supply of Standards，RSS）的概念，以衡量標準供給。本文將“標準相對供給”界定為：在一定的時期內，一定的社會生產力發(fā)展水平下，一國提供給國內市場的標準數量相對于國際市場的充裕程度?！皹藴氏鄬┙o”是一個相對的概念，是一國標準相對于國際市場標準的多少。

標準供給又主要源于標準的制定，標準的成功制定一定離不開大量要素資源的投入和使用?；跇藴实谋举|特性，標準的制定中會對要素有不同密集程度的需求和偏好，因此有理由相信要素稟賦結構會對標準供給產生影響。這在理論上為我們提出了探討要素稟賦結構與標準供給之間關系的必要性。通過對中國制造業(yè)行業(yè)面板數據的實證分析，以期提供的經驗研究能對標準供給相關問題的探討提供更多的信息和事實依據，為推進我國標準化事業(yè)的改革和發(fā)展提供重要信息，同時也能給我國制造業(yè)轉型升級、實現制造強國戰(zhàn)略目標、推進我國標準化工作改革以及實施標準戰(zhàn)略布局帶來一定的啟示意義。

二 作用機理分析

標準供給是一個涉及標準制定、形成以及替換更新的過程，一項技術最終能否順利成為市場標準是一個非常復雜的、多影響要素的、動態(tài)的博弈過程。然而，一項標準的最終誕生、成型以及之后的修訂更新都離不開要素的投入和使用，取決于物質資本、人力資本、技術等生產要素在標準供給中的密集程度。

（一）物質資本

物質資本不僅是生產中不可或缺的投入要素，還是產品創(chuàng)新和技術進步的重要平臺和載體。技術創(chuàng)新需要通過機器設備等物質資本來實現，先進的機器設備也是技術創(chuàng)新的物化[4]。

由標準的定義可知，技術是標準的基礎，技術路徑構成了技術標準形成的基礎路徑。而物質資本如資金、機器設備、產品等創(chuàng)新平臺和創(chuàng)新成果在技術創(chuàng)新中是必不可少的組成部分[5]。物質資本積累為技術創(chuàng)新提供了重要的保障，為標準的培育、孵化以至標準供給的形成提供了重要的物質要素基礎。

（二）人力資本

廣義資本拓展了資本的內涵，除了物質資本，還包括人力資本的概念[6]。隨著科技的發(fā)展，高度的技術細節(jié)和日益增加的復雜性已經使標準在技術層面上成為一個幾乎完全由工程師主導的領域[7]。標準供給活動對人力資本具有很高的要求，需要科學家、工程師等科技活動人員進行科學創(chuàng)新。因而高素質人力要素的投入，是標準供給活動中必不可少的前提和保障。例如，在標準制定、修訂中，科技活動人員通過利用自身的知識、技能進行科學發(fā)明和技術創(chuàng)新，形成重要的專利、知識產權，并以此為基礎開發(fā)、制定標準，最后形成標準供給。此外，人力資本與物質資本具有替代作用。人力資本的積累，可以節(jié)約和替代生產過程中所需要投入的物質資本數量和普通勞動數量。人力資本的提升促進物質資本、勞動和技術協(xié)同發(fā)展。勞動者素質的提高，使勞動者可以更加有效地使用各種精密和復雜的機器設備，更好地發(fā)揮物質資本的效能，提高物質資本的使用效率。如今，標準通常伴隨著R&D協(xié)作的形成而發(fā)展，特別是高技術產業(yè)，研發(fā)合作與技術標準化程度的融合度是技術發(fā)展的重要內容[8]。在標準供給活動中，會對高級要素產生更高比例的需求。

（三）技術要素

標準的形成過程主要體現為“現實技術—競爭—選擇—標準”的模式。從根本上說，技術作為標準的基礎，離開了技術的標準將會失去其存在的基礎。一項標準的產生，最關鍵的就是總結和提煉人類社會在領域內的實踐經驗和科學成果，并納入標準。技術行為是標準制定過程中的本質特征。

標準的“制定—實施—修訂”過程，也是經驗和技術的“創(chuàng)新—普及—再創(chuàng)新”過程。技術創(chuàng)新的速度決定了技術標準化更新的頻率[8]。技術發(fā)展水平不僅影響標準的制定，還會影響標準的修訂、更新速度，對標準供給產生影響，技術水平的高低能夠制約不同產業(yè)，特別是高技術領域中的標準供給。例如，在移動通信領域中，現在5G技術逐漸成熟，5G領域中的專利和標準供給也不斷增多，由于市場上的手機硬件等設備仍未完全實現5G技術的接納和支持，因此，盡管5G技術更為先進，目前依舊是4G主導的市場。但是隨著5G技術的進一步成熟，越來越多5G標準應用于可商用產品中，5G的市場會逐漸被打開?？梢?，技術發(fā)展水平會對標準供給產生關鍵的影響，基礎技術發(fā)展水平會制約行業(yè)標準整體更新，先進技術的發(fā)展水平也同樣會影響行業(yè)標準的更新換代，對標準供給產生影響。

綜上所述，標準供給的實現建立在物質資本、人力資本和技術要素的結合之上。無論是標準的制定、實施和修訂，都必須調動全體人力資本參與，同時也要投入研發(fā)資金、機器設備等物質資本予以保證。物質資本為標準供給所需的技術創(chuàng)新環(huán)境提供了保障，人力資本通過進行技術創(chuàng)新，形成重要的核心專利、知識產權，以此開發(fā)標準。而且，在標準供給活動中，會對高級要素產生更高比例的需求。但總體上來說，物質資本、人力資本、技術要素三者間相互影響、相互作用，三者的綜合作用對標準供給產生影響。

三 模型建立及變量的衡量

（一）計量模型的建立

（二）變量的衡量

1.標準相對供給指數（Relative Supply of Standards Index，RSS Index）。本文用“標準相對供給指數”來測度“標準相對供給”，以量化地界定和衡量標準供給。“標準相對供給指數”的含義是：一個國家某行業(yè)標準數量占其全行業(yè)標準數量總值的比重與國際該行業(yè)標準數量占國際全行業(yè)標準數量總值的比重二者之間的比率。其中，從可行性的角度考慮，“國際”以全球公認的具有權威性和被廣泛接受的三大國際標準化組織，即國際標準化組織（ISO）、國際電工委員會（IEC）和國際電信聯盟（ITU）來指代。即標準相對供給指數RSS=（Xik/Xi）/（Xk/X）。在公式中，RSS為某國i標準相對供給指數，Xik為i國家k行業(yè)標準數量，Xi為i國家的全行業(yè)標準數量總值，Xk為國際標準化組織（ISO）、國際電工委員會（IEC）和國際電信聯盟（ITU）k行業(yè)標準數量，X為上述三大國際標準化組織全行業(yè)標準數量總值。標準的數據根據ICS分類下相關制造業(yè)行業(yè)的現行標準按實施日期統(tǒng)計加總而得，數據來源于全國標準信息公共服務平臺、工標網、ISO官網、IEC官網和ITU官網。

2.資本勞動比（CLR）。資本勞動比通常是衡量一個國家或地區(qū)要素稟賦結構的常用指標[9，10]。本文使用按行業(yè)分組的大中型工業(yè)企業(yè)的固定資產數值與行業(yè)從業(yè)人數的比值來表示資本勞動比，即CLR=行業(yè)固定資產/行業(yè)從業(yè)人數。數據來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》。變量系數符號預期為正。

3.研發(fā)資金投入（RM）。研發(fā)資金投入屬于創(chuàng)新投入指標，在此可以反映研發(fā)資金的作用。本文使用按行業(yè)分組的大中型工業(yè)企業(yè)的研發(fā)經費內部支出與行業(yè)銷售收入的比值來表示研發(fā)資金投入，即RM=行業(yè)研發(fā)經費支出/行業(yè)銷售收入。數據來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》和《中國科技年鑒》等文獻。變量系數符號預期為正。

4.研發(fā)人力投入（TL）。研發(fā)人力投入屬于創(chuàng)新投入指標，在此可以反映人力資本的作用。本文使用按行業(yè)分組的大中型工業(yè)企業(yè)的R&D人員與行業(yè)從業(yè)人數的比值來衡量研發(fā)人力投入，即TL=行業(yè)R&D人員/行業(yè)從業(yè)人數。數據來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》和《中國科技年鑒》等文獻。變量系數符號預期為正。

5.專利申請（PA）。專利申請屬于創(chuàng)新產出指標。本文使用按行業(yè)分組的大中型工業(yè)企業(yè)的專利申請數量來表示研發(fā)產出。數據來源于《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》和《中國科技年鑒》等文獻。變量系數符號預期為正。

6.創(chuàng)新覆蓋面（INNOV）。創(chuàng)新覆蓋面屬于創(chuàng)新指標，能反映技術創(chuàng)新的水平。本文使用按行業(yè)分組的大中型工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新企業(yè)個數與行業(yè)企業(yè)個數的比值來表示創(chuàng)新覆蓋面，即INNOV=行業(yè)創(chuàng)新企業(yè)個數/行業(yè)企業(yè)個數。數據來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》和《中國科技年鑒》。變量系數符號預期為正。

四 實證檢驗和分析

本文以1993-2016年中國制造業(yè)行業(yè)面板數據為樣本進行實證分析。首先對行業(yè)面板數據進行歸類。由于標準的國際分類（International Classification for Standards， ICS）、所有經濟活動的國際標準行業(yè)分類（第四版，ISIC Rev.4）與中國國民經濟行業(yè)分類（GB/T 4754-2017）標準存在差異，所以本文必須將三者通過歸類合并使統(tǒng)計口徑趨于一致?；诮y(tǒng)計口徑趨同性和數據可靠性的原則，并參照Knut Blind附錄Ⅲ[11]、國民經濟行業(yè)分類附錄C以及袁強等[12]的研究，筆者選取和合并了中國兩位數編碼制造業(yè)細分行業(yè)，一共合并形成以下十六個行業(yè)，分別為：食品行業(yè)、紡織行業(yè)、木材行業(yè)、輕工行業(yè)、造紙行業(yè)、石油行業(yè)、化工行業(yè)、醫(yī)藥行業(yè)、橡膠和塑料行業(yè)、建材行業(yè)、冶金行業(yè)、通用設備行業(yè)、交通運輸設備行業(yè)、電氣工程行業(yè)、電子電信行業(yè)、辦公機械行業(yè)，并以此為基礎進行1993-2016年的面板數據的實證分析。

（一）變量的描述性統(tǒng)計

本文運用Stata14.0軟件為研究工具，利用數理統(tǒng)計的方法對本文實證所需的各變量進行描述性統(tǒng)計和分析，主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。標準相對供給指數的最大值達到10.25，而最小值為0.104，說明其中存在變化波動較大的年份。資本勞動比、專利申請的數據也存在較大的差異。研發(fā)資金投入、研發(fā)人力投入和創(chuàng)新覆蓋面方面的數據基本比較穩(wěn)定。

（二）回歸分析

通常靜態(tài)面板數據模型的方法包括最小二乘法（OLS）、廣義最小二乘法（GLS）、可行廣義最小二乘法（FGLS）、最大似然估計法（ML）和廣義矩估計（GMM）等。本文是時間維度為24，行業(yè)為16的長面板。經檢驗，面板同時存在組間異方差、組內自相關和組間同期相關，采用全面FGLS能對此進行較好的修正。因此，本文采用全面FGLS來對模型（1）進行估計，估計時還考慮了行業(yè)固定效應和時間固定效應，結果如表2所示：

根據表2中的數據，模型估計結果為：

RSSit=-12.49+0.00106CLRit+3.079RMit+1.601TLit-1.37e-06PAit+0.524INNOVit +εit

由面板估計結果可得出如下結論：

1.回歸結果顯示，模型的Wald值為3606.68，P值為0.0000，表明模型很顯著。模型估計采用了全面FGLS的方法，無需報告R2，此時的R2并沒有太多的意義。資本勞動比、研發(fā)資金投入、研發(fā)人力投入、專利申請、創(chuàng)新覆蓋面都通過了顯著性檢驗，表明資本勞動比、研發(fā)資金投入、研發(fā)人力投入、專利申請、創(chuàng)新覆蓋面對中國制造業(yè)的標準相對供給指數存在顯著影響。

2.資本勞動比的估計系數為0.00106，系數符號符合預期假設，且在10%的顯著性水平下顯著。這意味著在控制其它變量不變時，資本勞動比每增加一個單位時，標準相對供給指數相應提高0.00106，說明一個行業(yè)的資本相對于勞動越充裕，對該行業(yè)的標準相對供給指數的提升越有利，反之，一個行業(yè)的勞動相對于資本越充裕，對該行業(yè)的標準相對供給指數的提升作用越小。說明標準供給具有資本密集的特征。

3.研發(fā)資金投入的估計系數為3.079，系數符號符合預期假設，且在1%的顯著性水平下顯著。這意味著在控制其它變量不變時，當研發(fā)資金投入每增加一個單位，標準相對供給指數相應提高3.079，說明一個行業(yè)的研發(fā)資金投入越大，對行業(yè)的標準相對供給指數的增長越有利。

4.研發(fā)人力投入的估計系數為1.601，系數符號符合預期假設，且在1%的顯著性水平下顯著。這意味著在控制其它變量不變時，當研發(fā)人力投入每增加一個單位，標準相對供給指數相應提高1.601，說明一個行業(yè)的研發(fā)人數投入越多，對行業(yè)的標準相對供給指數的增長越有利。

5.專利申請的估計系數為-1.37e-06，且在5%的顯著性水平下顯著，但系數符號與預期假設不符。這意味著在控制其它變量不變時，當專利申請數每增加一個單位，標準相對供給指數相應減少-1.37e-06。說明一個行業(yè)的專利申請越多，會對行業(yè)的標準相對供給產生阻礙作用，這主要可能是因為過多的專利會延緩標準化，可能是由于知識產權的問題，專利持有者不愿意對專利進行授權，標準化過程被延遲。

6.創(chuàng)新覆蓋面的估計系數為0.524，系數符號符合預期假設，且在1%的顯著性水平下顯著。這意味著在控制其它變量不變時，當創(chuàng)新覆蓋面每增加一個單位，標準相對供給相應提高0.524，說明一個行業(yè)的技術創(chuàng)新覆蓋面越廣闊，對行業(yè)的標準相對供給指數的增長越有利。

（三）穩(wěn)健性檢驗

通常對估計結果的穩(wěn)健性檢驗有兩個方法：一是采用另外一種估計方法對原模型再進行一次估計，二是選擇一個與原模型中某一解釋變量相關的變量，用這個新的變量來代替原來的解釋變量進行估計。

首先，考慮第一種穩(wěn)健性檢驗方法，即采用另外一種估計方法對原模型再進行一次估計。本文另外采用LSDV法來對模型進行估計，并使用面板校正標準誤差。估計結果如表3列（1）所示。結果顯示，與表2相比，可以發(fā)現兩組回歸得出的結果在變量系數、系數符號、標準誤和顯著性水平上差異不大，但是變量專利申請未能通過顯著性檢驗。

其次，采用第二種穩(wěn)健性檢驗方法?？紤]到要素稟賦結構的主要衡量方式為資本勞動比，本文采用按行業(yè)分組的大中型工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產值作為固定資產的替代變量來表示資本，用工業(yè)總產值和行業(yè)從業(yè)人數的比值作為資本勞動比的替代變量來衡量要素稟賦結構，即TIOL=工業(yè)總產值/行業(yè)從業(yè)人數，對模型的穩(wěn)健性進行檢驗，結果如表3列（2）顯示。工業(yè)總產值和行業(yè)從業(yè)人數的數據分別來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》和《中國科技年鑒》。其中，工業(yè)總產值的數據在2011年之后缺失，但是報告了2012-2016年的工業(yè)銷售產值數據。因此，本文借鑒齊峰，項本武[13]的數據估計方法，計算出缺失年份的工業(yè)總產值數據。

表3列（2）結果顯示，采用工業(yè)總產值和行業(yè)從業(yè)人數的比值作為替代變量后，與表2相比，可以發(fā)現兩組回歸得出的結果幾乎一致，只是變量在系數大小上有較小的波動。對于變量專利申請，也與原面板回歸結果保持一致，專利申請通過顯著性檢驗，但是系數符合與預期不符，這再次說明可能是由于過多的專利導致了標準化延遲。

總體上說，兩種穩(wěn)健性檢驗方法的結果都與原面板回歸結果保持基本一致，由此可知本文的研究結論具有一定的可靠性。

（四）內生性問題討論

基本回歸可能存在以下內生性問題：一是要素稟賦結構與標準供給之間存在雙向因果關系。二是測量誤差問題。三是遺漏變量問題。為此，本文分別采用滯后變量法和滯后1期工具變量法，以期更為準確地評估要素稟賦結構對標準供給的影響。

1.滯后1期。假設模型誤差項沒有太強的時間序列相關性，而是由本期擾動決定，這樣就可以用滯后1期的資本勞動比替代當期值，即：

如果CLRit=CLRit-1+εit，E（CLRitεit） = 0，則排除了本期資本勞動比狀況對標準相對供給指數的影響?；貧w結果如表4列（1）所示，CLR的影響系數在1%的水平下顯著為正，其它變量的回歸結果與基本回歸的結果相比也并無太大變化。再對誤差項是否存在較強的時間序列相關性進行驗證：首先，發(fā)現CLRit同CLRit-1之間的相關系數為0.9853，這意味著替代是合理的;其次，為了檢驗滯后1期的自變量是否外生，從回歸結果中先估算出殘差項的值，然后用CLRit-1對其回歸，發(fā)現殘差項對CLRit-1沒有影響，其相關系數為0.0512，也接近于0，從而表明不存在時間上持續(xù)的因素同時影響RSSit和CLRit-1。

2.滯后1期工具變量。本文采用CLRit-1作為工具變量，既可以保證工具變量和標準相對供給指數之間顯著相關，又能保證工具變量相對于標準相對供給指數的外生性。為了保證該工具變量的有效性，首先使用Kleibergen-Paap提出的Wald統(tǒng)計量來檢驗其是否與內生的回歸因子相關（CLRit）。然后對工具變量是否與CLRit存在弱相關進行檢驗，如存在弱相關，則工具變量法所做的估計將會失效。估計結果表明使用CLRit-1作為工具變量是恰當的。表4的列（2）匯報了2SLS第2階段的結果，可以看出資本勞動比增加將導致標準相對供給指數上升，具體來說，在控制其它變量不變時，資本勞動比每增加一個單位，標準相對供給指數會上升0.00535。因此，資本勞動比提升標準相對供給指數的結論在考慮了內生性問題后依然成立。

五 結論與政策建議

本文利用1993-2016年中國十六個制造業(yè)行業(yè)面板數據進行了實證檢驗，考察了要素稟賦結構和標準供給之間的關系及作用大小。研究可以得出以下結論：1.資本勞動比、研發(fā)資金投入、研發(fā)人力投入、創(chuàng)新覆蓋面對標準供給的提升存在顯著的正向影響;2.對于標準供給的作用大小，研發(fā)資金投入的影響最大，研發(fā)人力投入次之，資本勞動比的影響力最小;3.專利申請通過了顯著性檢驗，但是系數符號與預期假設不符，這可能是由于過多的專利導致了標準化延遲。

基于本文的理論分析和實證結論，為進一步調整中國制造業(yè)標準供給，提升我國標準市場競爭力，現提出以下政策建議：1.加快高級要素培育，推動要素稟賦結構升級。應當提高科研投入，加大標準自主研發(fā)資金投入，以研制和推廣新標準為主，搶占行業(yè)發(fā)展先機。同時，還應當加大專業(yè)人才的培養(yǎng)和引進力度，特別是標準化領域方面的人才。標準制定和實施等標準化活動對人力資本有很高的需求和要求，所以，一方面，各類院校應當結合專業(yè)理論和實踐，培養(yǎng)符合產業(yè)發(fā)展實際需要的專業(yè)人才，另一方面，應全方位、多層次、寬領域地進行人才引進;2.營造良好的科技創(chuàng)新環(huán)境，增強我國的自主創(chuàng)新能力并持續(xù)提升，提高專利申請量，加快標準的開發(fā)、制定和實施。同時需要建立技術創(chuàng)新體系與技術標準化體系的協(xié)調機制，正確權衡標準和專利的成本和收益問題，發(fā)揮標準和專利相得益彰的作用，推動我國技術創(chuàng)新的持續(xù)性累積和我國標準化進程;3.關注標準供給數量與質量的協(xié)同發(fā)展。標準供給除了要在數量上滿足標準需求，還要滿足標準的有效需求。本文構建標準相對供給指數，從標準供給的數量層面上，以期提供的經驗研究能對標準供給相關問題的探討提供更多的信息和事實依據，關于標準供給質量的研究，是有待深入且非常有價值的研究方向。

[參 考 文 獻]

[1] 劉三江.我國標準有效供給不足的原因與對策[J].中國標準化，2017（1）：84-89.

[2] 張同秀.試論標準的需求與供給[J].中國標準化，2017（15）：72-76.

[3] 楊詩吟，羅自立，李武.標準有效供給與科技成果轉化的關系[J].標準科學，2016（12）：68-71.

[4] 郭浩淼，崔日明.我國出口產品價格提升戰(zhàn)略研究——基于要素稟賦結構視角的分析[J].價格理論與實踐，2015（2）：106-108.

[5] 袁建昌，劉鐵明.基于人力資本和物質資本匹配的企業(yè)創(chuàng)新[J].當代經濟研究， 2007，144（8）：34-36.

[6] 魯志國.廣義資本投入與技術創(chuàng)新能力相關關系研究[D].上海三聯書店， 2006.

[7] Witte J M. National varieties of standardization： a comparative study of emergence，development and change in national standardization systems[J].2018.

[8] 張研，趙樹寬，趙航.技術標準化對產業(yè)創(chuàng)新的作用機理研究[J].吉林大學社會科學學報，2012（3）：108-116.

[9] 黎峰.要素稟賦結構升級是否有利于貿易收益的提升？——基于中國的行業(yè)面板數據[J].世界經濟研究，2014（8）：3-7.

[10] 蘇杭，鄭磊，牟逸飛.要素稟賦與中國制造業(yè)產業(yè)升級——基于WIOD和中國工業(yè)企業(yè)數據庫的分析[J].管理世界，2017（4）：70-79.

[11] Knut B.The economics of standards theory，evidence，policy[M].Standards Press of China， 2006.

[12] 侯俊軍，袁強，白楊.技術標準化提升產業(yè)國際競爭力影響的實證研究[J].財經理論與實踐，2015（1）：117-122.

[13] 齊峰，項本武.中國戰(zhàn)略性新興產業(yè)經濟績效實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2015（14）：110-114.