金陳飛，林志明，吳 寶，，余繼文

（1.浙江省新型重點專業(yè)智庫浙江工業(yè)大學中國中小企業(yè)研究院，浙江杭州 310023；2.浙江建工設備安裝有限公司，浙江杭州 310000；3.浙江工業(yè)大學管理學院，浙江杭州 310023）

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的關(guān)鍵在于創(chuàng)新高質(zhì)量的制度供給，作為制度組成部分的標準對于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有重要作用。加強標準體系建設，以先進標準倒逼制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，也順應了黨的十九大報告提出的提高全要素生產(chǎn)率進而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的要求。發(fā)展團體標準正是增加標準有效供給、完善標準體系的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。2015 年，國務院《深化標準化工作改革方案》和《中國制造2025》相繼出臺，前者明確提出培育發(fā)展團體標準，完善標準供給結(jié)構(gòu)；后者要求提升標準的技術(shù)水平和國際化水平，助力中國制造升級；2018 年，新修訂的《中華人民共和國標準化法》肯定了團體標準的法律地位及其創(chuàng)新驅(qū)動的關(guān)鍵作用。截至2019 年底，全國標準信息公共服務平臺的數(shù)據(jù)顯示，我國標準總量較2015 年增加56 937 項，年均增長率約11.91%，其中，團體標準新增12 287 項，年均增長率達215.5%，團體標準占比也從2015 年的0.12%增加到2019 年的7.82%。那么，在如此大規(guī)模團體標準供給的背景下，團體標準在實際情況中是否有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，帶動地方經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級，這是一個值得探討的現(xiàn)實問題。

理論上，標準對全要素生產(chǎn)率存在兩方面影響。一方面，標準往往意味著相應行業(yè)特定技術(shù)規(guī)范的確立，形成技術(shù)壁壘，限制企業(yè)的多樣化創(chuàng)新，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制效應［1-2］。另一方面，標準可以降低創(chuàng)新風險，減少交易成本，形成規(guī)模經(jīng)濟效率，并通過技術(shù)擴散對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生提升效應［3-5］。鑒于團體標準用于滿足市場和創(chuàng)新需求的法律定位，及其開放、公開、透明、協(xié)商一致、促進貿(mào)易和交流的特征［6］，團體標準對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在一定的差異，有待于進一步理論梳理和經(jīng)驗檢驗。本文嘗試在新要素供給的理論框架下，以標準供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為切入點，從微觀企業(yè)層面系統(tǒng)考察團體標準對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響與作用機制，為“以先進標準引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展”提供經(jīng)驗證據(jù)。

1 文獻回顧

早期研究主要關(guān)注標準對宏觀經(jīng)濟增長和生產(chǎn)率的促進作用。標準經(jīng)濟學的觀點認為，標準是各種經(jīng)濟活動的重要基礎(chǔ)設施［7］。標準與經(jīng)濟增長的理論模型可以追溯到Jungmittag 等［8］提出的基于標準的內(nèi)生增長模型，將標準作為一種投入品引入Cobb-Douglas 函數(shù)。在此基礎(chǔ)上，英國DTI［9］于2005 年首次量化了標準的經(jīng)濟貢獻，標準對英國生產(chǎn)率增長的彈性約為0.05；法國AFNOR［10］測算得到，標準對法國全要素生產(chǎn)率增長的彈性約為0.12。對于中國的情形，于欣麗［11］以及趙樹寬等［12］測算的標準對中國經(jīng)濟的貢獻率分別為0.79%和0.229%。這些文獻均基于標準存量來考察其對宏觀經(jīng)濟增長或生產(chǎn)率的影響。

針對標準顯著的外部性，文獻逐步考慮到標準的知識和技術(shù)溢出效應，重新評估標準對技術(shù)進步的影響。Tassey［3］指出，標準具有典型的公共品特征，可以帶來顯著的技術(shù)外溢效應。張肇中等［13］將進口國技術(shù)標準規(guī)制視為外生政策納入理論框架，驗證了進口國技術(shù)標準引致微觀企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的效應，而并非只是單純的非關(guān)稅壁壘。程虹等［14］實證評估發(fā)現(xiàn)，國際標準影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均處理效應達13.7%以上。楊蕙馨等［15］研究發(fā)現(xiàn)，標準技術(shù)外溢不僅對模仿者產(chǎn)生影響，而且存在顯著的競爭性擴散效應。也有文獻指出，由于網(wǎng)絡效應的存在，對標準采用的風險規(guī)避會抑制標準的擴散速度［16］。

值得注意的是，中國國家標準化委員會界定團體標準是“由團體按照自行規(guī)定的標準制定程度制定并發(fā)布，供團體成員或社會自愿采用的標準”，明確了其準公共產(chǎn)品的屬性。方放等［17］就強調(diào)，政府制定團體標準發(fā)展戰(zhàn)略的目的在于引導團體標準與國際標準相適應、與公共利益相適應，需要通過政府主導型元治理對團體標準制定進行規(guī)范、引導、合作與協(xié)調(diào)。曹虹劍等［18］基于產(chǎn)業(yè)層面的研究發(fā)現(xiàn)，具備公共品性質(zhì)的產(chǎn)業(yè)標準可以減少潛在競爭者的進入壁壘與退出障礙，對全要素生產(chǎn)率具有顯著正向影響。部分文獻也認為，團體標準是中國標準化改革的未來，是高質(zhì)量發(fā)展的動力引擎。Funk 等［19］基于半導體行業(yè)案例的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品和生產(chǎn)中的開放標準(Open Standards)降低了中間品投入的交易成本，縮小了企業(yè)資源整合的行動范圍，進而促進垂直專業(yè)新企業(yè)的進入，提升模塊化的創(chuàng)新效率。另外，將專利納入標準是技術(shù)成果轉(zhuǎn)化的重要路徑，技術(shù)聯(lián)盟或產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟等社會組織都有積極意圖將專利寫入標準［20］?！秶覙藴驶w系建設發(fā)展規(guī)劃(2016—2020 年)》鼓勵企業(yè)和社會組織將擁有自主知識產(chǎn)權(quán)的關(guān)鍵技術(shù)納入企業(yè)標準或團體標準，以促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)發(fā)展。張勇等［21］嘗試構(gòu)建“專利-團體專利-團體標準”的新型技術(shù)轉(zhuǎn)化路徑，進一步促進團體標準質(zhì)量的提高，為技術(shù)創(chuàng)新提供支撐與動力。

綜上所述，現(xiàn)有研究仍存在以下不足：第一，現(xiàn)有研究一般都以標準存量和標準化的角度，實證檢驗對全要素生產(chǎn)率的影響，鮮有研究從供給角度討論團體標準對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用。標準存量和標準供給具有本質(zhì)的差別，標準存量可以作為一種投入要素，納入生產(chǎn)函數(shù)進行評估；但標準供給更多的體現(xiàn)為外生的公共品供給。第二，專門針對團體標準的研究為數(shù)不多，主要圍繞團體標準建設的戰(zhàn)略意義等進行闡述，從微觀企業(yè)層面研究團體標準對全要素生產(chǎn)率的文獻更為缺乏。基于此，本文以“浙江制造”團體標準體系建設為研究對象，檢驗團體標準對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

2 研究設計

2.1 理論假設

在Ciccone 等［22］與張平等［23］的新要素供給理論框架下，本文將團體標準供給視為知識生產(chǎn)部門的創(chuàng)新活動，通過外溢到通用技術(shù)部門，提高其技術(shù)進步水平，完成基于中間品生產(chǎn)到最終產(chǎn)品生產(chǎn)的橫向和縱向“熊彼特”技術(shù)進步過程。團體標準供給也給企業(yè)更多的機會去模仿、學習和吸收這些先進技術(shù)，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

團體標準供給對微觀企業(yè)的直接影響往往依賴于產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同與企業(yè)間競爭，且無論是協(xié)同還是競爭都對知識轉(zhuǎn)移效果有正向促進作用［24］。團體標準會通過產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同滲透到整個產(chǎn)業(yè)部門，優(yōu)化生產(chǎn)模式，過濾低層次生產(chǎn)環(huán)節(jié)，提升全產(chǎn)業(yè)鏈的生產(chǎn)效率。基于社會網(wǎng)絡理論視角，產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同為企業(yè)提供信息互動與知識流動的通道，能促進團體標準的產(chǎn)業(yè)應用，推動先進標準的市場化，產(chǎn)生標準供給的協(xié)同效應。具體地，在產(chǎn)業(yè)鏈下游企業(yè)對標團體標準的情況下，其會對上游配套企業(yè)提出更高的要求，倒逼其根據(jù)團體標準，加大技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新，不斷提升其配套產(chǎn)品的技術(shù)水平。在產(chǎn)業(yè)鏈上游企業(yè)對標團體標準，提高產(chǎn)品技術(shù)水平的情況下，下游企業(yè)由于應用團體標準的產(chǎn)品或設備，其產(chǎn)品質(zhì)量、生產(chǎn)效率也會相應提高。對于標準制定者而言，在產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同的激勵下，會持續(xù)加大研發(fā)投入力度，維持標準話語權(quán)。

團體標準供給引致企業(yè)間競爭可以分為標準競爭和市場競爭兩個方面。標準競爭已成為企業(yè)間競爭的核心，對產(chǎn)業(yè)主導技術(shù)選擇和市場控制權(quán)至關(guān)重要［25］?；谥贫壤碚?，標準供給在很大程度上具有政府政策導向，驅(qū)動著企業(yè)參與標準競爭；在面臨不確定性的競爭環(huán)境時，企業(yè)為節(jié)約成本和規(guī)避風險，會積極參與團體標準制定［26］，這個過程將提升整體的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。團體標準供給也會加劇標準競爭，企業(yè)為搶占標準話語權(quán)，將加大研發(fā)與創(chuàng)新力度。另外，團體標準通常具有質(zhì)量信號效應，會吸引一部分中小企業(yè)或創(chuàng)業(yè)企業(yè)采用兼容性策略快速進入市場，充分利用團體標準的知名度、美譽度和產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡［27］。這一方面提升了團體標準的商業(yè)化能力，也加劇了行業(yè)內(nèi)的市場競爭程度，從而促進全要素生產(chǎn)率提高。

此外，標準是產(chǎn)業(yè)競爭的制高點，對產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新速度和方向具有決定性作用［28-29］，是企業(yè)布局新產(chǎn)品、新技術(shù)的重要依據(jù)［30］。團體標準為企業(yè)提供了更多技術(shù)改進的前沿市場信息，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動樹立明確的參照系或目標，減少了技術(shù)創(chuàng)新的不確定性，從而促進企業(yè)創(chuàng)新和資源配置效率。編碼于標準文本的先進技術(shù)知識能夠以更低的成本在更大范圍內(nèi)實現(xiàn)空間的擴散和傳播［31］，帶來更為顯著的技術(shù)外溢效應。企業(yè)則根據(jù)不同的需求，對標準知識進行識別、獲取、整合及運用，開展對標創(chuàng)新、模仿創(chuàng)新等，從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

基于以上討論，本文提出如下假設：

H1：整體上看，團體標準將顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

在團體標準對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的具體影響機制上，本文提出：

H2a：團體標準通過協(xié)同效應影響提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率；

H2b：團體標準通過競爭效應影響提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率；

H2c：團體標準通過擴散效應影響提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.2 模型設計

為檢驗團體標準對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文構(gòu)建如下模型：

其中，下標i表示企業(yè)，t表示年份，in表示四位碼行業(yè)。為被解釋變量，表示in行業(yè)的企業(yè)i在第t年的TFP。為城市固定效應，為行業(yè)固定效應，為年份固定效應，為擾動項。為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文利用LP 和GMM 兩種方法估算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

LP 方法將中間投入作為投資的代理變量［32］，不僅解決了傳統(tǒng)OLS 方法的內(nèi)生性問題，而且可以解決OP 方法產(chǎn)生的遺漏樣本問題［33］。Wooldridge［34］進一步克服LP 和OP 方法中自由變量和代理變量的潛在識別問題，提出基于GMM 的估計框架；結(jié)合Blundell 等［35］的動態(tài)面板工具變量方法，可以修正GMM 估計造成的觀測值損失問題，提高估計結(jié)果的準確性。

參考既有文獻，本文引入企業(yè)層面和城市層面的系列控制變量。為企業(yè)層面的控制變量，包括資產(chǎn)收益率ROA，用企業(yè)凈利潤占總資產(chǎn)的比重來測度；資產(chǎn)負債率Lev，用企業(yè)總負債占總資產(chǎn)的比重來衡量；稅收負擔Tax，用企業(yè)應交增值稅占主營業(yè)務收入的比重來測度；企業(yè)規(guī)模Scale，用企業(yè)從業(yè)人數(shù)的對數(shù)值來衡量；人均工資Salary，用企業(yè)薪酬總額與企業(yè)從業(yè)人數(shù)的比值來測度；資本深化KL，用企業(yè)總資產(chǎn)與企業(yè)從業(yè)人數(shù)的比值來衡量；企業(yè)年齡Age，用當前年份減去開業(yè)年份來衡量。為城市層面的控制變量，本文選取第二產(chǎn)業(yè)占GDP 的比重代表的城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)Structure、城市人口的對數(shù)LnPOP、城市發(fā)明專利的對數(shù)CityPAT。如表1 所示。

表1 變量說明

2.3 數(shù)據(jù)說明

本文使用的所有企業(yè)數(shù)據(jù)來源于中國中小企業(yè)動態(tài)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫涵蓋了浙江省2 萬余家中小型工業(yè)企業(yè)，包含了企業(yè)的基本特征和豐富的微觀企業(yè)經(jīng)營信息。針對數(shù)據(jù)庫，我們進行了如下處理：(1)剔除采礦業(yè)、電力、燃氣及水的生產(chǎn)與供應業(yè)企業(yè)，僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本；(2)剔除企業(yè)基本信息異常或缺失的樣本；(3)剔除企業(yè)經(jīng)營異常的樣本，如工業(yè)總產(chǎn)值、營業(yè)收入以及從業(yè)人員為零或負數(shù)的企業(yè)；(4)通過企業(yè)名稱與企查查數(shù)據(jù)庫進行匹配，獲取企業(yè)經(jīng)營范圍信息，最終得到4 042 家企業(yè)，時間跨度為2013—2018 年，共24 252 個觀測值。

本文使用的團體標準數(shù)據(jù)來源于浙江省品牌建設聯(lián)合會提供的“浙江制造”團體標準基本信息。作為全國首個國家標準化綜合改革試點省份，浙江省把標準化工作全面融入供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，率先開展“浙江制造”團體標準體系構(gòu)建。截至2019 年底，全省已制訂發(fā)布1 502 項“浙江制造”團體標準。本文按照國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/Y4754—2011)將標準歸類到制造業(yè)的4 位代碼行業(yè)，如“電除塵器”(ZZB001—2014)標準歸類為“環(huán)境保護專用設備制造”(行業(yè)代碼3591)，最終得到2015—2018 年涵蓋277 個制造類行業(yè)的921 項標準。

3 實證分析

3.1 基本回歸結(jié)果

為克服不可觀測及不隨時間變化等因素產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文采用高維固定效應(HDFE)估計方法。表2 匯報了控制時間、行業(yè)以及城市固定效應的全樣本HDFE 估計結(jié)果。第(1)～(3)列的被解釋變量為LP 方法計算的企業(yè)TFP，第(4)～(6)列的被解釋變量為GMM 方法計算的企業(yè)TFP。在逐步加入企業(yè)層面和城市層面控制變量后對公式(1)進行回歸，結(jié)果顯示核心解釋變量STD 的估計系數(shù)均顯著為正，且系數(shù)符號和顯著性水平?jīng)]有發(fā)生實質(zhì)性變化，初步表明團體標準對企業(yè)TFP 的促進作用十分顯著且穩(wěn)健。

表2 基本回歸結(jié)果

表2（續(xù)）

3.2 穩(wěn)健性檢驗

團體標準和企業(yè)TFP 之間可能存在互為因果的關(guān)系，影響估計結(jié)果的可信度。因此，將“浙江制造”團體標準供給視為準自然實驗，構(gòu)建雙重差分(DID)模型進一步估計團體標準對企業(yè)TFP 的影響。具體模型如下：

“浙江制造”團體標準體系從2014 年起建立，之后不斷補充。因數(shù)據(jù)所限，本文研究期間為2013—2018 年，期間2014—2015 年共發(fā)布38 項“浙江制造”團體標準，涉及27 個縣級市的33 個制造業(yè)行業(yè)；2016 年發(fā)布116 項，涉及62 個縣級市的79 個制造業(yè)行業(yè)；2017 年發(fā)布137 項，2018 年發(fā)布630 項。本文依照如下方法構(gòu)建處理組和對照組：(1)考慮行業(yè)內(nèi)的異質(zhì)性，結(jié)合浙江塊狀經(jīng)濟的屬性，納入團體標準的地理信息，形成“行業(yè)-地區(qū)”的團體標準識別策略；(2)考慮團體標準的產(chǎn)品屬性，此部分進一步根據(jù)團體標準名稱與企業(yè)經(jīng)營范圍進行文本匹配，以字符串相似度來衡量，形成“經(jīng)營范圍-地區(qū)”的團體標準識別策略加以補充；(3)為保證模型估計的時間區(qū)間和樣本數(shù)量，此部分以2016 年公布的團體標準為研究對象。具體賦值方法，將“行業(yè)-地區(qū)-年份2016”或“經(jīng)營范圍-地區(qū)-年份2016”與團體標準統(tǒng)一的企業(yè)觀測樣本賦值為1，即STD 為處理組；將剔除2014—2015 年和2017—2018 年符合團體標準識別策略企業(yè)的觀測樣本賦值為0，即STD 為對照組。準自然實驗時間區(qū)間為2016—2018 年，即將2016 年及以后的年份T 賦值為1，其余年份T 賦值為0。

采用雙重差分法的估計結(jié)果見表3 第(1)～(2)列，可以看到交互項STD·2016 的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明相對于沒有團體標準供給的企業(yè)，有相關(guān)團體標準供給的企業(yè)TFP 更高。

進一步地，“浙江制造”團體標準由浙江省品牌建設促進會按批次發(fā)布制修訂計劃，經(jīng)過立項研制、審查評審后，予以批準發(fā)布公開，而非隨機選擇的。為規(guī)避基本回歸的樣本選擇性偏差問題，本文采用傾向得分匹配與雙重差分(PSM-DID)相結(jié)合的方法，得到更為精準的估計。具體來說，首先利用公式(1)涉及的控制變量，采用1：1 最近鄰匹配方法得到與處理組最具可比性的對照組，且匹配結(jié)果通過平衡性檢驗，然后再進行雙重差分估計。結(jié)果見表3 第(3)～(4)列，交互項STD·2016 的估計系數(shù)分別在1%和5%的水平下顯著為正，沒有發(fā)生實質(zhì)性的變化，結(jié)論穩(wěn)健、可靠。

表3 團體標準與企業(yè)TFP——穩(wěn)健性檢驗

3.3 機制討論

正如前文研究假設所闡述的，團體標準影響企業(yè)TFP 的微觀機制主要有協(xié)同效應、競爭效應和擴散效應。此部分進一步依據(jù)微觀機制的性質(zhì)特點對觀測樣本進行劃分，根據(jù)分樣本的估計結(jié)果來檢驗這3 種效應。

首先，現(xiàn)階段我國出口企業(yè)仍以OEM 為主，而絕大多數(shù)OEM 企業(yè)的創(chuàng)新活動受到代工行為的“俘獲”和“鎖定”，轉(zhuǎn)型升級存在路徑依賴［36］，長期開展OEM 或ODM 活動，而難以進入OBM 階段。這部分企業(yè)更多地受到國際標準的影響，參與全球產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同。因此，對于出口企業(yè)而言，進口國的標準對其影響更大，團體標準的生產(chǎn)率效應可能并不突出。本文根據(jù)企業(yè)出口額占主營業(yè)務收入的比重，將樣本劃分為非出口、弱出口(出口比重小于等于50%)和強出口(出口比重大于50%)，進行分組回歸。表4 的回歸結(jié)果顯示，團體標準對非出口企業(yè)TFP的估計系數(shù)和顯著性水平略大于弱出口、強出口企業(yè)，團體標準的產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同效應H2a得到初步驗證。但分組系數(shù)差異不大，可能的原因在于，隨著國際外部環(huán)境不穩(wěn)定不確定因素不斷增多，OEM 企業(yè)轉(zhuǎn)型升級已迫在眉睫；此時，團體標準將有效支撐OBM 企業(yè)“走出去”的市場勢力。以“浙江制造”為例，40%以上的“浙江制造”團體標準由國際知名機構(gòu)參與制定，保障標準的國際先進水平，提升“浙江制造”的國際影響力。

表4 團體標準對企業(yè)TFP 的機制檢驗：協(xié)同效應

其次，在競爭更為激烈的市場環(huán)境下，企業(yè)間的標準競爭更為重要，市場優(yōu)勝劣汰進程更快，低效率企業(yè)若不能提高其全要素生產(chǎn)率，將面臨更大的淘汰壓力，因此，團體標準的生產(chǎn)率效應可能更為明顯。本文通過赫芬達爾指數(shù)HHI 來衡量市場競爭程度，并以此對樣本按照市場競爭程度的高中低分組，進行分樣本回歸。表5 結(jié)果顯示，團體標準對市場競爭程度較高的企業(yè)的影響與基準結(jié)果一致，而對于市場競爭程度較低的企業(yè)，團體標準對企業(yè)TFP 的影響并不顯著，這些結(jié)果驗證了上文關(guān)于團體標準競爭效應的假設H2b。一方面，標準常被策略性的用于設置技術(shù)壁壘，提升競爭對手的成本［37］，競爭程度較高行業(yè)的企業(yè)有更大的激勵參與團體標準制定或?qū)藞F體標準，提高自身技術(shù)系統(tǒng)與標準的匹配度，進而提升競爭優(yōu)勢；另一方面，競爭程度較低行業(yè)往往是進入門檻較高的壟斷行業(yè)或規(guī)模較小的新興行業(yè)，團體標準的競爭效應較小，企業(yè)更多依賴于自主創(chuàng)新來提升全要素生產(chǎn)率。

表5 團體標準對企業(yè)TFP 的機制檢驗：競爭效應

最后，基于標準挖掘研發(fā)動向?qū)τ谄髽I(yè)或產(chǎn)業(yè)均具有積極作用，但標準本身并不能反映技術(shù)未來的發(fā)展前景，需要企業(yè)進一步識別與評估，梳理技術(shù)發(fā)展軌道［24］。Cohen 等［38］也強調(diào)標準知識并不能直接應用于企業(yè)生產(chǎn)，企業(yè)需要一定的吸收能力才能有效地理解與運用。因此，當企業(yè)具有較強吸收能力時，團體標準的生產(chǎn)率效應可能會更加明顯。本文借鑒魯桐等［39］對勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)的劃分，進行分組回歸。表6 結(jié)果顯示，團體標準對技術(shù)密集型企業(yè)TFP 的影響顯著為正，但對勞動密集型和資本密集型企業(yè)TFP 的影響均不顯著，這也驗證了本文的研究假設H2c，即團體標準的擴散效應。技術(shù)密集型企業(yè)具有較高的人力資本水平，吸收能力也相對較強，團體標準的技術(shù)擴散效應更明顯。另外，從需求角度來講，技術(shù)密集型企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的需求更大，創(chuàng)新的難度和不確定性也更高，其有更大的意愿利用團體標準來規(guī)避創(chuàng)新風險。

表6 團體標準對企業(yè)TFP 的機制檢驗：擴散效應

表6（續(xù)）

3.4 進一步討論

本文進一步關(guān)注團體標準影響企業(yè)TFP 的具體路徑。事實上，企業(yè)TFP 受到很多因素的影響，例如企業(yè)的研發(fā)投入、企業(yè)管理效率的提升等。技術(shù)供給端和需求端對企業(yè)創(chuàng)新均有影響，過分關(guān)注技術(shù)需求可能導致專業(yè)性和鎖定風險，而團體標準為企業(yè)研發(fā)投入樹立了決策參照系。根據(jù)前文的分析，企業(yè)研發(fā)投入是團體標準影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的主要渠道。本文嘗試通過因果中介分析(CMA)模型來驗證這一影響機制，具體模型設定以團體標準STD 為處理變量，企業(yè)科技活動經(jīng)費支出的對數(shù)值衡量的企業(yè)研發(fā)投入Ln_R&D 為中介變量，企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP 為結(jié)果變量。在具體決策過程中，企業(yè)研發(fā)投入可以分解為企業(yè)首先做出是否進行研發(fā)投入決策然后再確定研發(fā)金額的兩階段選擇，本文嘗試通過Heckman 兩步法估計團體標準對企業(yè)研發(fā)投入的擴展邊際和集約邊際影響。具體模型如下：

表7 第(1)～(2)列的估計結(jié)果表明，團體標準通過企業(yè)研發(fā)投入的中介傳導機制貢獻了6.32%，企業(yè)研發(fā)投入在團體標準對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響中起到部分中介作用。表7 第(3)～(4)列的估計結(jié)果表明，團體標準對企業(yè)研發(fā)投入的拓展邊際產(chǎn)生顯著正向影響，對企業(yè)研發(fā)投入的集約邊際的影響也顯著為正。這也驗證了團體標準通過企業(yè)的研發(fā)行為，對企業(yè)TFP 提升產(chǎn)生影響的作用渠道。實踐中，國家標準委等十部門聯(lián)合開展百城千業(yè)萬企對標達標提升專項行動，將“引導團體標準發(fā)展壯大”“組織實施對標活動”等作為重點工作；浙江省引導企業(yè)開展“浙江制造”對標達標活動，支持企業(yè)按照“浙江制造”團體標準要求開展技術(shù)改造，推動技術(shù)進步。

表7 團體標準與企業(yè)TFP 的中介傳導機制分析

表7（續(xù)）

4 結(jié)論

改革開放以來，中國逐步成為全球第一制造大國，但中國制造整體上仍處于全球產(chǎn)業(yè)鏈的中低端，而缺少引領(lǐng)中國制造的先進標準體系是重要原因之一。李克強總理也強調(diào)，“要用先進標準倒逼‘中國制造’升級”。本文基于新要素供給的理論模型，以標準供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為切入點，利用2013—2018 年中國中小企業(yè)動態(tài)數(shù)據(jù)庫和“浙江制造”團體標準體系的微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)，運用高維固定效應模型(HDFE)、雙重差分法(DID)和雙重差分傾向匹配得分法(PSM-DID)系統(tǒng)考察團體標準對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，團體標準整體上顯著促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升?；谖⒂^機制性質(zhì)特點的分組回歸發(fā)現(xiàn)，團體標準可以通過協(xié)同效應、競爭效應和擴散效應促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。利用因果中介分析(CMA)模型和Heckman 兩步法估計的機制檢驗表明，團體標準在拓展邊際和集約邊際上顯著作用于企業(yè)研發(fā)投入，進而對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生影響，企業(yè)研發(fā)投入起到部分中介效應。

本文為團體標準的生產(chǎn)率效應提供機制上的解釋，對“以先進標準引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展”具有啟示意義。首先，應立足產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，標準先行，融合高校、研究機構(gòu)、公共技術(shù)平臺等資源，開展標準前瞻性研究，分行分業(yè)主動制訂一批國際先進的團體標準，進一步完善標準體系，提升標準水平，填補標準空白，構(gòu)建創(chuàng)新成果與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型之間的標準通道。其次，引導與支持企業(yè)按照團體標準要求開展技術(shù)改造和研發(fā)投入，鼓勵標準化專業(yè)機構(gòu)為企業(yè)提供團體標準咨詢、培訓等服務，為企業(yè)提供針對性的技術(shù)解決方案。第三，鼓勵企業(yè)進一步提高人力資本水平，優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，增強對團體標準的學習、吸收和應用能力，不斷提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。