□孫秋碧 任劭喆

一、引言

標準反映了一國（地區(qū)）的技術水平，是區(qū)域經濟中“研發(fā)投入——專利申請——標準制定”的系統(tǒng)產出，對區(qū)域經濟中的技術創(chuàng)新與傳播起著關鍵作用。以Katz & Shapiro（1986）、Farrell & Saloner（1986）等開創(chuàng)性文獻為發(fā)端，標準的經濟學研究在20世紀80年代到90年代經歷了一個十年高峰期，大量文獻從標準對產出、技術創(chuàng)新、貿易、產業(yè)結構等多個視角對標準的經濟效益影響進行了理論分析。近年來，隨著世界范圍內區(qū)域標準化戰(zhàn)略的興起，標準對區(qū)域經濟增長的研究已經成為標準經濟學研究的重要一支。但就我國而言，相關研究集中在總體標準或者特定行業(yè)標準，如工程建設，對經濟增長是否存在相關性的研究上，而各行業(yè)標準對經濟增長的影響程度比較，及把標準作為經濟增長內生化變量進行考察等方面的研究還比較少?；诖?，本文以福建省數據為例，就標準對福建省區(qū)域經濟增長的影響作用進行多層次的實證分析。

二、文獻綜述

關于標準與區(qū)域經濟增長的理論研究，國內外不同學者從不同角度進行了分析。Leland（1979）從標準的功能角度出發(fā)，指出最低限度質量標準或者質量區(qū)分標準可以解決逆向選擇的現象，企業(yè)有進行改革和技術創(chuàng)新的動力以促進經濟增長。Kindleberger（1983）強調了標準不僅降低了交易成本，而且隨著交易數量增加形成規(guī)模經濟成為一種可能。Blind（2004）較完整的論證了基于區(qū)域經濟增長影響的四類標準的作用，提出最低限度質量標準和安全標準能夠降低交易成本，促進區(qū)域經濟增長；兼容性和接口標準在不被少數企業(yè)壟斷而是被大多數企業(yè)所共享的情況下，有利于區(qū)域經濟總量的增長；品種簡化標準由于規(guī)模經濟與多樣性沖突的特點，對區(qū)域經濟增長的影響程度不確定。國內研究中，侯俊軍和王耀中（2007）對標準化與區(qū)域經濟一體化的相互影響進行了研究，認為在區(qū)域經濟一體化條件下，市場會以標準的基本收益和網絡外部收益為基礎選擇標準，而統(tǒng)一的標準能促進經濟一體化的發(fā)展。宋明順、范慶瑜和王曉軍（2004）研究了標準與浙江省區(qū)域塊狀經濟的競爭力關系，指出標準化是提升區(qū)域塊狀經濟中產品競爭力的重要手段。謝友才和胡漢輝（2005）根據技術標準的網絡外部性和鎖定作用，指出標準對技術創(chuàng)新既具有促進作用又具有阻礙作用，如若避免標準的阻礙作用將會產生較大經濟效益。

實證研究方面，德國的研究小組Jungmittag，Blind & Group（簡稱JBG小組）最早明確度量標準對區(qū)域經濟增長的影響。他們通過將標準引入Cobb-Douglas函數，分析了資本、勞動、專利、許可證和標準對經濟增長的影響。研究結果顯示德國統(tǒng)一前，德國標準對經濟增長的貢獻率明顯低于統(tǒng)一后。而基于英國的研究分析了勞動生產率與標準的關系，結果表明，英國1948-2002勞動生產率的增長平均13%源于標準的貢獻。國內劉振剛、于欣麗、程鑒冰、梁小珍等學者從不同角度研究了標準對區(qū)域經濟增長的影響。劉振剛（2005）將技術標準數量引入生產函數，于欣麗（2008）則加入了專利和科技經費投入等變量，實證結果均顯示標準對中國經濟具有一定的貢獻率。程鑒冰（2008）以政府技術標準規(guī)制為視角，探析了由國家標準組織制定的標準對中國經濟增長的促進作用，結果表明無論是對數型增長特征下的OLS回歸，還是指數型增長特征下的OLS回歸，技術標準政府規(guī)制對經濟增長的貢獻是顯著的。梁小珍等（2010）則采用嶺回歸手段，專門分析了工程建設標準對區(qū)域經濟增長的促進作用。

當然，也有一些相反的觀點，包括標準帶來的次優(yōu)技術鎖定、貿易限制、市場壟斷、投資限制等等將阻礙區(qū)域經濟增長。總體來看，標準與區(qū)域經濟增長的研究以理論研究居多，實證研究偏少，研究方法也相對較單一。而且相關研究還未深入到標準對區(qū)域經濟增長影響的行業(yè)、產業(yè)的內部差異研究。本文將構建標準與區(qū)域經濟增長的計量模型，以福建省數據為例，全面研究標準對區(qū)域經濟增長的影響作用。

三、模型構建、數據來源和方法程序

（一）模型設計

假定區(qū)域經濟的生產函數滿足標準的Cobb-Douglas函數形式，將技術因素提取出來，設為Z，函數可表示為下列形式：

其中，Y（t）為t時段的產出，K（t）為t時段的資本投入，L（t）為t時段的勞動力投入。Z（t）假設為兩個可測影響因素加上一個時變量因子，包括：（1）創(chuàng)新能力，以區(qū)域內專利數量PAT來體現；（2）技術傳播的作用，以區(qū)域內有效標準數量STD來度量。其他不可測因素在模型中用誤差項來體現。A表示剔除Z的其他要素生產率，可認為其他投入要素的影響因子乘積。因此，

把（2）式代入（1）式，兩邊取對數，轉化為便于估計的線性方程形式：

其中，C為截距項，t為時間，U（t）是均值為0、方差為σu2的白噪聲，表示其他不可觀測因素。由于理論和實證均表明市場規(guī)模的發(fā)展受標準和創(chuàng)新的協(xié)同作用影響，因此可認為生產函數的規(guī)模收益不變，以GDP作為產出Y的度量，將待估方程改為：

（4）式中，GDP（t）/L（t）表示每單位勞動投入的產出，即勞動生產率；K（t）/L（t）表示每單位勞動結合的資本投入，稱之為資本—勞動比率。

由于區(qū)域的經濟結構有其內在短期穩(wěn)固性，因此理論上不同領域的標準對區(qū)域經濟增長的影響程度不一。同樣的，不同行業(yè)或產業(yè)受區(qū)域整體標準化水平的影響程度也應不相一致。用STDi表示區(qū)域內具體行業(yè)的標準數量，GDPi/Li表示不同行業(yè)/產業(yè)的勞動生產率，Ki/Li表示不同行業(yè)/產業(yè)的資本—勞動比率，式（4）得到進一步豐富：

式（5）估計了區(qū)域內不同行業(yè)標準對經濟增長的相對影響程度，式（6）估計了區(qū)域內整體標準化水平對不同行業(yè)/產業(yè)的影響程度。

（二）數據來源和方法程序

實證研究以福建省經驗數據為例，數據來源于福建省歷年統(tǒng)計年鑒和福建省標準化研究院數據庫。由于數據可獲得性的限制，設計的實證時段為1985-2010年。為消除物價因素的影響，對國內生產總值（GDP）以1978年為基期，應用GDP平減指數進行縮減處理。資本投入（K）用歷年全社會固定資產投資來衡量，以1978年為基期，應用投資價格指數對其進行縮減處理。勞動投入（L）選擇全社會就業(yè)總人數來計算。有效專利數量（PAT）以上年末專利數量加上本年新增專利數并扣除過期專利數來衡量。有效標準數量（STD）以1978年的標準數量為基礎，加上各年新增的國家標準、行業(yè)標準和地方標準并減去各年廢止的各級標準數。各行業(yè)有效標準數量STDi取自1990-2010年間，計算方式與此一致。由于目前我國標準所屬行業(yè)類別劃分和國民經濟核算的行業(yè)類別劃分有所出入，鑒于統(tǒng)計口徑不一致，這里采用福建省標準化研究院所公示的標準行業(yè)類別，見下表：

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另外，同樣由于標準行業(yè)分類與國民經濟核算行業(yè)分類口徑不一，因此無法得到按標準歸口所分的行業(yè)GDP等一系列指標，因此無法研究整體標準對不同行業(yè)增長的影響程度。這里僅分析整體標準對一、二、三產業(yè)發(fā)展水平（以1990-2010年產業(yè)增加值為標準）的影響程度。

下文的實證分析針對式（4）～（6）進行，分析中將根據具體情況對每一方程選擇多種形式，回歸分析均采用Eviews5.1軟件。

四、實證分析

（一）變量的統(tǒng)計檢驗

1.平穩(wěn)性及多重共線性檢驗

為避免偽回歸，在方程回歸前須對變量的時序數據進行平穩(wěn)性檢驗，這里采用ADF檢驗類型對GDP/L（含各產業(yè)）、K/L（含各產業(yè)）、STD（含各行業(yè)）和PAT取自然對數后的時序數據及相應的一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果表明各變量皆符合I（1）過程。

國內外已有的研究表明標準與創(chuàng)新的重要成果——專利存在高度相關性，根據STD和PAT的歷史數據計算得出corr（STD，PAT）為0.9432，corr（lnSTD，lnPAT）為0.9791，高度相關性得到驗證。為進一步判定兩者是否具有多重共線性，根據專利在一定階段轉化為標準從而促進技術擴散的特點，以lnSTD為因變量，以lnPAT為解釋變量進行回歸分析，結果如下表所示：

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（1）中D-W統(tǒng)計量遠低于1.8，說明殘差序列存在自相關，加入MA（1）后，從（2）可見消除了殘差序列自相關。調整R平方表明lnSTD98.15%的變異可由lnPAT來解釋，且估計系數1%水平下顯著，回歸結果表明lnSTD與lnPAT存在多重共線性。

2.協(xié)整檢驗

這里選擇Johansen協(xié)整檢驗法來檢驗GDP/L和STD長期均衡關系存在與否，根據原始數據特點選擇“數據中有確定趨勢，協(xié)積方程中有截距項”，“外生變量”選擇框保持空白，“滯后期間”選擇框選1期，結果如下表所示：

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可以看出，在5%的顯著性水平下可以判斷兩個變量存在長期穩(wěn)定的關系，說明對兩者關系的協(xié)整回歸估計是有效和可信的。

3.Granger因果檢驗

Granger因果檢驗可以用來判定變量間統(tǒng)計意義上是否存在因果關系，對序列dln（GDP/L）和dlnSTD進行Granger因果檢驗。dln（GDP/L）表示勞動生產率相對于前一年的倍數，是增長情況的另一反映形式，dlnSTD亦如此。檢驗過程中滯后階數從1取至5，結果如下表所示：

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結果表明，dlnSTD的變化在滯后1-3期時不是dln（GDP/L）變化的格蘭杰原因，而從滯后四期開始其變化是dln（GDP/L）變化的格蘭杰原因，說明標準對產出影響需要一定的時間段才能體現出來。反之，dln（GDP/L）變化不是dlnSTD的變化的格蘭杰原因不能被拒絕，產出對標準的影響尚不明顯。

（二）整體標準化水平與福建省總體經濟增長關系分析

Granger因果檢驗結果只表明標準對勞動生產率具有統(tǒng)計意義上的因果關系，但影響程度的大小還需對式（4）進行OLS協(xié)整回歸分析。鑒于PAT與STD 的多重共線性關系，在后續(xù)對式（4）～（6）的協(xié)整回歸中將PAT剔除。這里利用時間趨勢項、AR（1）、MA（1）對方程進行逐步調整，以得到最佳估計結果，見下表：

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可以看出，模型很好的解釋了勞動生產率的變異，僅（2）中l(wèi)nSTD系數未通過檢驗，但時間趨勢項t顯著不為0，說明對福建省來說一方面標準對經濟增長的短期影響不顯著，但除標準外技術水平中存在一個總的外在趨勢因素推動經濟增長。前三種方程形式的D-W統(tǒng)計量很低表明殘差序列自相關未消除，（4）估計的是含時間趨勢因素的標準的總影響系數。因此，長期平均而言,福建省有效標準數量每增長1%將推動勞動生產率增長0.28%-0.42%。

（三）標準影響福建省經濟增長的行業(yè)與產業(yè)差異分析

1.不同行業(yè)標準對總體經濟增長影響的差異分析

行業(yè)標準除了影響本行業(yè)的發(fā)展，還通過產業(yè)鏈關系影響相關行業(yè)的發(fā)展，因此不同行業(yè)之間共同相互影響并促進區(qū)域經濟的整體增長。式（5）中，共有LnSTDA——LnSTDZ24個具體行業(yè)變量（I類和O類沒有相關數據），因此共有24個具體估計方程。OLS回歸結果顯示，僅A、D、G、H、J、K、M、P、Q、T、V共11個行業(yè)的估計系數統(tǒng)計顯著，將其結果列示于表6。需要說明的是，將各行業(yè)標準數取代整體標準數進行回歸得到的標準對經濟增長影響系數估計值出現負值屬于正常情況，因為單獨考慮每個行業(yè)標準數的經濟增長影響程度必然低于前面估計出的整體標準經濟影響程度。另外，把分行業(yè)標準數替換成總體標準數尚無模型合理性解釋，這樣做的目的是為了使各行業(yè)標準的經濟影響力在同一基準下進行比較。為了說明問題，把系數估計的絕對值在0.01-0.02的設為低影響程度，0.02-0.04的設為中等影響程度，0.04以上的設為高影響程度。

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從表6可以看出，至少從1990年以來，機械、工程建設、建材、車輛、綜合等行業(yè)的標準化水平提高對福建經濟影響力要相對高于礦業(yè)、化工、電工等領域。這在一定程度上說明1990年以來，福建省經濟在基礎設施建設、汽車、機械等領域的技術水平提高的幫助下得到更快的增長，相對而言，在非傳統(tǒng)優(yōu)勢的礦業(yè)、冶金等領域沒有發(fā)揮標準推動經濟的更多效力。福建省目前在航空、航天行業(yè)還處于起步期，與天津、陜西、遼寧等該領域發(fā)達地區(qū)比處于落后階段，因此回歸結果顯示的該領域具有低標準經濟影響系數說明了這一問題。其他13個行業(yè)由于估計系數不顯著，但不代表其標準化水平不具備經濟增長影響力。例如農林漁業(yè)是福建省一大傳統(tǒng)支柱產業(yè)，標準化水平的提高理論具有較高的經濟增長影響力的，只是以目前可用數據暫時無法估計出經濟增長相對影響程度。這一問題可留待將來在數據更完備的情況下進一步分析，也為下一步的研究留待空間。

2.整體標準化水平對不同產業(yè)的影響差異分析

式（6）共有三個待估方程，進行OLS協(xié)整回歸后，結果分別見表7-9：

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三大產業(yè)具體方程的回歸結果顯示，lnSTD的估計系數均通過顯著性檢驗，比較得出自1990年以來，福建省標準對經濟增長的影響程度在不同產業(yè)內部表現不一。對第二產業(yè)增長的影響程度最高，整體標準每提高1%將推動第二產業(yè)生產率增長0.76%；其次是第一產業(yè)，為0.62%，低于第一產業(yè)0.14個百分點；最低的是第三產業(yè)，整體標準每增加1%僅能推動第三產業(yè)生產率提高0.27%。這說明近20多年來福建省標準化水平的提高對工業(yè)與建筑業(yè)增長拉動要高于傳統(tǒng)的福建省占優(yōu)勢的農林漁業(yè)，而福建省現代服務業(yè)的發(fā)展則剛處于起步階段，標準化影響力還未發(fā)揮出來。另外，綜合標準對三個產業(yè)生產率提高的情況，說明自1990年至今的這一段較短時期內，標準對福建省經濟增長影響程度高于前面所分析得出的1985-2010年平均水平。

五、結論與啟示

第一，標準對區(qū)域經濟增長促進作用在福建省同樣得到印證。

有效標準數量和代表經濟增長的勞動生產率增長之間存在長期均衡關系。有效標準數量增加是勞動生產率提高的格蘭杰原因，且需要滯后4期（年）才能體現出來，但勞動生產率提高不是有效標準數量增加的格蘭杰原因。

第二，標準對福建省區(qū)域經濟增長的推動作用顯著。

實證結果顯示：長期來說其他因素保持不變的情況下，有效標準數量每增長1%將推動勞動生產率增長0.28%-0.42%，以1985-2010年勞動力年均增長2.68%來計算，可至少推動GDP 增長0.55%。雖然隨著人口老齡化的加劇，對整體GDP影響將減弱，但仍然至少有0.3%的促進效應。因此，政府相關部門應努力引導經濟中各單位參與制定與采納各級標準，同時從公共層面加大標準化事業(yè)的投入，既要促進區(qū)域內標準數量提高，也要提升標準質量。

第三，對福建省的分析說明標準影響區(qū)域經濟增長在行業(yè)和產業(yè)間存在明顯差異。

一方面，自1990年以來，福建經濟在基礎設施建設、汽車、機械等領域的技術水平提高的幫助下得到更快的增長，相對而言，在非傳統(tǒng)優(yōu)勢的礦業(yè)、冶金等領域沒有發(fā)揮標準推動經濟的更多效力；另一方面，近二十幾年來福建省標準化水平的提高對工業(yè)與建筑業(yè)增長拉動要高于傳統(tǒng)的福建省占優(yōu)勢的農林漁業(yè)，而福建省現代服務業(yè)的發(fā)展則剛處于起步階段，標準化影響力還未發(fā)揮出來。因此，地方政府需要引導企業(yè)及非企業(yè)組織的采標制標行為符合經濟結構調整方向，可通過特定領域的財政稅收優(yōu)惠、提供標準化工作的公共培訓等服務。

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