一引言
国家标准(GB Standard)是行业的法典，是行业成员共同遵守的准则和依据，参与制定国家标准的企业就是行业的标杆和领头羊。行业标准的制定对企业的影响巨大，若企业率先制定标准并将其推向市场，规范市场，一旦标准为市场所接受，企业就等于获得了在国内、国际市场攻城略地的强大武器(Shapiro和Varian ,1999 )。在这个背景下，越来越多的企业将国家标准之争看作话语权的竞争，谁掌握了标准，就意味着率先拿到了市场的人场券，进而从中获取巨大的经济利益(Stango , 2004 ; Riley , 2007 ; Farrell和Simcoe , 2012 ; Ritala , 2012 )，甚至成为行业发展的定义者。
过去30年以采，佯随看中国从计划经侨体制同市场经济体制的转型，小同经疥钡域的制度变迁方式呈现出多元化格局。在生产领域，主持国家标准制定为企业提供了一种自下而上推动制度变革的实践机会。国家标准作为由政府批准的经济秩序文件，是工业大生产时代的必然产物，在调节经济运行、促进企业发展和保障消费者利益方面扮演着重要角色。从宏观层面来看，国家标准是国家行政管理部门进行质量监督的依据;从微观企业角度来看，国家标准是企业规范生产的行为准则，企业生产的产品符合了标准的要求，才能在市场上销售;从消费环节来看，国家标准又是维护消费者合法权益的保障。由此可见，国家标准的制定是一项影响行业整体发展的标志事件，影响范围大，社会关注度高，它既涉及现行的经济规则，又关系到政府、企业和消费者等众多方面的利益，是企业经营决策过程中的重要参考因素。例如，2013年3月，针对广受社会关注的城市空气污染问题，海尔集团牵头制定了《房间空气调节器去除PM2. 5功能要求》的标准，在获得政府批准之后作为生产标准直接推广实施，此后其或成为幸调行业企业牛产相关产品的标准。
然而，一个企业从标准的“跟随者”跃升为标准“领导者”的过程面临诸多挑战:首先，获取标准起草权，在技术层面上对企业提出了更加严格的要求。不仅如此，政府监管覆盖了国家标准从制定、审批到发布的全过程，政府因素由此嵌人国家标准的生成过程中，这使得政企关系对于企业获取国家标准制定权有着直接影响。随之而来的问题是，技术因素和政治因素如何影响企业参与国家标准话语权争夺?二者在影响国家标准话语权争夺方面存在什么关系，是互补还是替代?中国地域辽阔，地区间政府治理水平差异很大，面对不断发展的政府转型，企业是如何应对的?这些问题迫切需要学者们构建起与国际接轨又适合中国国情的经济理论体系。纵观国内外相关文献，尽管已经有学者关注国家标准话语权争夺问题(Stango , 2004 ; Riley , 2007 ; Farrell和Sim-coe , 2012 ; Ritala , 2012 )，但是对于中国国家标准体系的形成过程仍缺乏足够的认识，特别是缺乏足够的经验分析。本文的研究贡献主要体现在以下几个方面:
第一，目前中国国内学术界对国家标准话语权问题的研究主要侧重于描述性分析，尚没有基于企业层面数据的经验研究，更未有研究涉及政府治理水平等动态因素的影响效果评价。企业究竟是如何获得主持国家标准制定机会的，现有理论仍未给出很好的解释，相关研究相对滞后的一个重要原因可能是缺乏关于测量国家标准话语权的微观数据。国家科技部为本文研究提供了一套独特的国家标准数据，从而使得本文可以深入分析企业主持国家标准制定的影响因素，为理解企业获取国家标准话语权这一重要经济行为提供了来自企业层面的证据。
第二，以往研究主要集中于技术创新对企业业绩等显性经济指标的影响，很少有研究关注技术创新对于国家标准话语权等隐性经济指标的影响。本文首次从国家标准话语权角度考察了企业技术创新的经济绩效，从而获得了一些与现有研究不同的新鲜结论，这对于认识技术创新与企业竞争行为的关系具有重要价值。此外，中国经济的典型特征是政府拥有强大的经济干预能力，因此谋求政治关系对企业是有价值的(Frye和Shleifer,1997 ; Faccio , 2006 ; Claessens等，2008 ; Li等，2008)。政治关系与技术创新在影响国家标准话语权方面到底存在何种关系?本文从国家标准话语权视角探讨了技术创新与政治关系这两种不同类型企业行为的替代关系，这是以前相关文献中从未出现过的研究思路，有助于更准确地理解和把握技术创新与政治关系在企业竞争中的微观作用机制。
第三，自North和Thomas(1973)与North(1981)开创性的研究以来，制度对经济发展的影响一直是经济学研究的重要论题之一。现有研究表明，宏观经济政策是导致企业行为发生改变的重要外部原因，但我们仍不清楚是否存在企业影响宏观经济政策的逆向传导机制。本文研究表明，企业可以通过影响国家标准制定进而为自身创造有利的外部竞争环境，从而深化宏观经济政策与微观企业行为领域的研究内容。在此基础上，本文进一步研究了在不同的地区政府治理水平影响下，技术创新与政治关系对于企业在国家标准话语权中的特征差异，从而为理解转型经济背景下制度因素对于企业行为的作用提供了一个独特的微观视角。
本文的结构安排如下:第二部分为制度背景、相关理论分析与研究假说;第三部分为模型设计;第四部分报告了经验研究结果;最后为结论和相应的分析讨论。
二制度背景、理论分析与研究假说
(一)经济转型时期的国家标准话语权与企业发展
改革开放30年以来，中国经济生产社会化、集约化程度越来越高，对于技术生产的统一和协调程度要求也在不断提高，市场体系处于完善的过程中，由此引发全社会对于标准化的强烈需求，中国国家标准体系在此背景下获得了快速发展(Gibson,2007 )。国家标准作为经济交往的技术语言，在保障产品质量、提高市场信任度、维护竞争秩序等方面发挥了重要作用(胡彩梅等，2010)。国家标准是指全国统一的技术要求，确定了各类产品从原料、零部件直至产品性能的全套要求和路径，是企业生产活动必须遵守的行为准则，是行业经济秩序的依托和保障。随着中国市场化改革进程的不断深人，标准在企业竞争中的作用进一步凸显，其继产品竞争、品牌竞争之后，成为一种更深层次和更高水平的竞争形式。
制定标准的过程是设定企业间新游戏规则的过程。企业如果能够积极参与国家标准的制定，就有可能将本企业先进的工艺体系、适用的技术路径、专业的检验方法、独特的管理流程等推向全行业，使之上升为全国范围内的规制体系(沈同等，2010) ,为企业提供了一个将内部技术体系上升为全行业统一规范的机会。不仅如此，主持国家标准制订还可以使企业在第一时间接触到特定的行业政策和特定的产品样本，掌握未来市场发展的趋势、技术规范的要求、相关规则的变化等具有重大经济价值的前沿信息(Stango , 2004 ; Riley , 2007 )，从而占领行业发展的信息“制高点”，获得市场先人者的优势。这样一来，企业就能够根据标准发展要求，迅速制定有针对性的战略规划方案，及时通过科学筹划和调整生产经营策略，实现整合内部资源、调整工艺路线、改变管理方式、招募新技术人才和管理人才等重要变革措施(胡彩梅等，2010 )，提前实现企业技术更新和产品换代的目标(Farrell和Simcoe , 2012 ; Ritala , 2012 )，规避由于标准变更带来的冲击，提前抢占市场。因此，对于获得国家标准制定权的企业而言，其可以将自身技术体系转化为国家标准，从而在设备采购、产品准人、技术引进等与行业竞争密切相关的关键领域获得更大话语权。而对于没有获得标准制定权的企业而言，其只能被动接受其他企业制定的标准，同时也必须面对由此带来的不确定性和规制风险。
(二)理论分析与研究假说
1.技术创新与国家标准话语权。制定国家标准既要体现前瞻性，能够引领未来行业的整体发展，又需要体现实践性，能够兼顾行业发展的现实需要，因此制定标准本身是一项技术性很强的专业活动(Gibson , 2007 )。制定标准是企业综合能力的集中反映，对于企业技术能力提出了更高要求，技术能力弱的企业常常会由于无法提出一套合格的技术标准体系而在标准竞争中遭遇失败。技术创新可以巩固企业在技术市场的垄断地位，提升企业在国家标准竞争上的话语权。
不仅如此，企业通过把创新成果运用到产品中去，实现了差异化经营，提高了企业的产品质量和品牌形象，从而获得市场和消费者的认可，提高获得主持国家标准制定的机会。企业通过把自身技术作为竞争武器，在市场中加以宣传，进一步扩大企业的行业影响力。不仅如此，知识生产和创新活动本身的溢出效应也使得企业的技术创新会向其他企业扩散，从而实现自身标准向其他企业的输出。具体扩散途径包括其他企业模仿示范、技术人员流动、竞争效应以及与上下游产业的联系等方式(Cargill ,1989 ;Molka,1992 )，竞争对手在跟随和学习过程中，会被打上这家企业的“烙印”，企业对于行业整体的影响力随之上升，从而为企业影响国家标准制定打下基础。
综上所述，一方面技术创新提供了企业制定国家标准的必要能力，由于标准制定过程往往需要反映行业的前沿水平，这就要求企业对行业整体技术水平和相关领域有充分的了解，只有具有足够技术创新优势的企业，才能胜任制定行业技术规范的角色;另一方面企业通过技术创新所塑造的企业产品质量和品牌形象，进一步提高了企业在行业和市场上的认可度，成为其制定国家标准所依托的市场基础，为企业在技术领域提供了谈判能力以及显示出对行业内整体技术特征的掌控力。由此可见，技术创新是影响企业参与国家标准竞争的重要条件。根据以上理论分析，本文提出如下假说。
假说1:企业技术创新水平越高，其在国家标准话语权方面的影响越大。
2.政治关系与国家标准话语权。政府是影响企业行为的重要外部因素。Fan等(2011)指出政府通过监管、税费及国有股权等途径和方式影响了企业从土地、能源、劳动力到矿产、融资、基础设施等方面的投人产出过程。企业的政治关系现象在世界上多个国家广泛存在，谋求政治关系对于企业是有价值的(Faccio , 2006 ; Facci。等，2006)，能够为企业带来好处，例如获得税收优惠(Adhikari等，2006;吴文锋等，2009 )。政治关系也有利于保护企业产权(Chen等，2011)，增加企业外部融资机会(Claessens等，2008;Leuz和Oberholzer-Gee , 2006;于蔚等，2012 )，提升企业业绩和价值(Fisman ,2001; Li等，2008;Johnson和Mitton , 2003 )。对于世界上大多数国家而言，国家标准一般都要在政府的管理和控制之下(Garcia,1992 ; Greenstein ,1992 )。因此，政府在企业参与国家标准制定权的竞争过程中扮演着重要角色。政治关系为企业向政府表达利益诉求和进行公关活动提供了诸多便利条件，有政治关系的企业在标准竞争中更加容易取得政府的支持。在中国，国家标准的出台意味着政府以国家强制力为基础对行业进行规范和调整，国家标准制定本身带有一定程度的行政色彩，这为具有政治关系企业发挥自身关系优势提供了机会。比如，企业中相关负责人可以直接利用其政协委员或人大代表的身份，建议国家制定某方面的标准，第十二届全国人大代表、神威药业集团有限公司董事局主席在2014年3月的全国两会中提议制定中药配方颗粒国家标准，并率先向政府部门提出了相关标准的建议文本。由此可见，政治关系为企业参与标准竞争提供了更多社会平台和渠道资源。根据以上理论分析，本文提出假说2。
假说2:具有政治关系的企业在国家标准话语权方面的影响更大。
3.技术创新与政治关系是互补还是替代。主持国家标准制定对于企业的技术能力提出了更高要求。企业通过技术创新提高在行业当中的影响力，提出质量更高的标准方案，从而增加自身在国家标准竞争中的优势。当不具备政治关系的企业参加国家标准竞争时，技术优势在标准竞争过程中的重要性将进一步凸显，企业会产生更大动力通过技术创新来弥补企业在政治关系上的欠缺。但当某些行业中企业的政治关系已经非常强时，其可以单独凭借政治关系获得某项国家标准的制定权，这时候技术因素就不是企业参与标准竞争的唯一变量。从这个意义上看，对于只需凭借政治关系就可以赢得标准竞争的企业而言，技术创新对于企业在标准竞争过程中的作用可能就会随之下降。根据以上理论分析，本文提出假说3。
假说3:技术创新和政治关系在影响企业国家标准话语权制定方面存在替代关系，即技术能力越强，政治关系的重要性越低;企业的政治关系越密切，技术能力的重要性就越低。
4.政府治理与国家标准话语权。政府对于企业的干预既可以发挥“扶持之手”的推动作用，也可能产生“掠夺之手”的负面影响(La-Porta等，1999)。国家标准的重要性使得标准制定有可能成为利益分配的工具，使得产业利益分配向标准制定企业倾斜。这个过程增加了寻租机会，一些并不具备相应资质和技术条件的企业可能凭借政治关系人围国家标准制定，从而影响国家标准的制定过程。在政府治理水平较低时，政策制定和执行过程都容易产生权力寻租行为，一些政府部门容易忽略标准制定的公共利益目标取向，具备政治关系的企业更有可能借助已有关系渠道向标准制定施加影响，从而扭曲社会中的资源分配体系，加剧不公平竞争。各种寻租机会的存在容易“诱导”企业放弃漫长艰苦的技术开发过程，转而通过运用政治关系去获得在国家标准制定上的话语权。
政府治理水平的提升意味着政府放松管制，同时减少对于微观经济活动的干预，以经济发展的客观规律为导向，通过市场的优胜劣汰决定企业间竞争的结果，实现资源的优化配置，从而提升经济效率。在政府治理发展水平较高的地区，标准制定的流程和操作过程会更加规范，权力的约束机制更加完善，凭借政治关系获得标准制定机会的寻租行为将会受到遏制，政治关系对于标准竞争的影响就有可能减弱。根据以上理论分析，本文提出假说4。
假说4:在政府治理水平较高的地区，政治关系在国家标准话语权方面的作用将受到抑制。
在技术创新方面，政府治理水平的改善可能从两个方面影响企业技术创新和国家标准话语权的关系。一方面，政府治理的改善意味着政府更加尊重企业的创造行为，创新成果和产权能够获得更好的法律和制度保护，这就降低了技术创新成果被模仿和被侵权的风险，增加了技术活动的独有性，提升了技术创新活动的市场价值。在这个背景下，具备更强技术实力的企业能够获得更高的技术回报，并通过不断的技术创新来获得竞争优势，扩大市场影响力，从而在标准竞争过程中拥有更大话语权。另一方面，政府治理的改善使经济资源分配必须依照市场规则进行，减少了人为因素和政府干预对于标准制定过程的冲击和影响，这将反映出标准制定过程中技术行为的本质特征，技术创新在国家标准竞争中的作用随之上升。简而言之，政府治理水平的改善增强了技术创新强的企业在标准制定过程中的影响力。由此本文提出假说5。
假说5:在政府治理水平较高的地区，技术创新在国家标准话语权方面的影响将被强化。
通过上述分析，我们梳理出了本文的理论研究框架。首先，本文通过考察企业技术创新、政治关系对于其主持制定国家标准的作用，揭示出二者对企业在国家标准竞争中的内在作用关系;其次，本文进一步考察技术创新和政治关系在不同的政府治理下存在的动态演进趋势。根据以上分析，我们从技术创新、政治关系、政府治理三个方面构建了企业如何参与国家标准竞争的理论框架。
三模型设计
(一)数据来源
本文企业主持国家标准制定和企业财务指标来自于2008 - 2011年国家科技部编制的中国创新型企业数据，每年443家，最终本文获得1772个企业观测样本。该数据来自第一批(91家)、第二批(184家)、第三批(182家)创新型企业共457家，本文所使用的443家企业，占企业样本的97 %。因此，数据具有较高的代表性和完整性。该数据库涵盖了从中央企业到地方国有企业和民营企业等多种所有制类型企业，提供了企业包括创新投人、高管背景、制定国家标准情况在内的一系列详细情况。政府治理水平数据来自樊纲等(2011)编制的各地区市场化进程指数。
(二)企业制定国家标准:基于技术创新、政治关系、地区和行业的比较
本文首先以企业研发投资的均值作为参照把样本企业分为两组(高于均值为高技术创新企业组，低于均值为低技术创新企业组)。根据表1可知，不同技术创新水平企业在主持制定国家标准数量体现出明显差异(高技术创新水平企业主持制定国家标准数量达到7769个，低技术创新水平企业主持制定国家标准数量为11 211个)。从平均数量来看，高技术创新水平企业平均每家主持制定国家标准数量达到巧个，而低技术创新水平企业平均每家主持制定国家标准数量为9个。
其次，我们将样本企业按是否有政治关系进行划分，结果见表2。根据表2可知，是否具有政治关系企业在主持制定国家标准数量体现出明显差异，具有政治关系企业主持制定国家标准数量达到9555个，无政治关系企业主持制定国家标准数量为7247个。从平均数量来看，具有政治关系企业平均每家主持制定国家标准数量达到19个，而无政治关系企业平均每家主持制定国家标准数量为6个。
再次，企业制定国家标准数量体现出明显的地区差异(见表3)。在主持国家标准制定方面，东部地区(15 104个)高于中部地区(1574个)和西部地区(2302个);从平均数量来看，东部地区(16个)高于中部地区(4个)和西部地区(6个)。不同省份企业制定国家标准的数量也表现出明显的地区差距，北京地区企业主持国家标准制定数量为7958，平均数量达到34个，排名各省企业首位。一个可能的解释是，北京是国家标准委员会所在地，首都具有的政治、经济和信息优势能够为本地企业参与标准竞争方面提供有利条件。
最后，企业制定国家标准数量体现出明显的行业差异(见表4)。企业主持制定国家标准数量超过1000个的行业有6个，包括医药制造业(2793个)、研究与试验发展(2496个)、电气机械及器材制造业(2476个)、通用设备制造业(1335个)、批发业(1309个)、化学原料及化学制品制造业(1186个)。从总体上看，以医药制造业为代表的基础性行业辐射范围大，社会关注度高，与广大消费者的利益息息相关，各级政府部门对于这些行业的标准化管理和推动工作也走在其他行业前列。我们可以看到，在医药制造业等发展较为成熟的行业，行业整体的规范化、标准化已经发展到一定阶段，建立了一套相对完善的国家标准体系。
(三)主要研究变量的定义
在被解释变量方面，本文采用主持国家标准制定数量(Stan)作为企业参与国家标准竞争中话语权的度量指标，企业主持制定国家标准意味企业在该标准制定中占主导地位，也可以称之为“负责制定”，有“牵头”和“统领”之意。在主要解释变量方面，技术创新指标(Inno)反映了企业自身技术实力对其主持国家标准制定的影响;政治关系指标(Poli )反映了企业拥有的政治关系因素对于其主持国家标准制定的影响;政府治理指标(GGI)反映了政府治理因素对于企业主持国家标准制定的冲击和影响。中国共产党十八届三中全会首次提出了推进国家治理体系和治理能力现代化的基本理念，核心就是“处理好政府与市场之间的关系”。纵观中国改革开放so年以来的历史进程，中国的政府转型大致经历了3个阶段:1978一1992年经济建设型政府、19922003年向公共服务型政府转变、2003一2020年建立公共服务型政府(胡鞍钢，2009 )。高水平的政府治理体现在推动经济的市场化改革、减少行政干预等方面。同时La-Porta等(1999)认为高水平的政府治理体现在政府建立完备的法律体系方面，可以提供完善的产权保护。Fan等(2011)认为高水平的政府治理表现为政府决策是否被合法的接受并执行。因此，本文采用市场化进程、减少政府干预、法制发展水平来度量中国转型经济背景下的政府治理水平。
在控制变量方面，本文控制了企业规模(Size )，大型企业可以利用自身的规模经济效应，在行业中获得更大的市场份额，进而在国家标准竞争中获胜，因此规模的影响为正;本文还控制了企业年龄(Age)，成熟企业可以凭借在行业中积累的声誉获得更高的话语权，因此经营期限的影响为正;在人力资本(Human)影响方面，企业可以依托高水平的人力资本在参与国家标准制定过程中提出高质量的国家技术标准，因此人力资本的影响为正;盈利水平(Roa)指标反映了企业盈利能力对于企业主持国家标准制定的冲击和影响，本文预计盈利水平的回归系数为正。具体变量定义见表5。
(四)主要变量的描述性统计
本文主要变量的描述性统计和相关系数如表6所示，Stan的均值(标准差)为10.71(35.71)，这表明不同企业在获得主持国家标准制定机会方面存在很大差异。Inn。的均值(标准差)为0.06(0.06)，表明不同企业在技术创新能力方面存在较大差异。Poli的均值(标准差)为0.28(0.45)，表明不同企业在政治关系方面的特征存在很大差异。变量之间相关系数统计结果显示，Size , Age , Poli , Inno , Human分别与Stan正相关，这表明大型企业、成熟企业、具有政治关系企业、中央企业、创新型企业和高人力资本企业在国家标准竞争过程中可能更有优势。
图1和图2分别报告了对于两类企业(没有制定国家标准的企业和制定国家标准的企业)技术创新与政治关系之间关系的散点图和线性拟合直线图，为考察技术创新与政治关系之间的关系提供了大致的线索。从拟合直线的趋势来看，对于没有制定国家标准的企业来说，政治关系与技术创新之间的负相关关系相对微弱;而对于制定国家标准的企业而言，政治关系与技术创新之间呈现出较为明显的负相关关系。为了探究技术创新与政治关系对企业国家标准话语权的影响，需要通过严格的回归分析进行检验。
(五)模型与估计策略
计数数据是在经验研究中常见的一种非连续变量数据，即变量取值为0,1,2,3等非负整数，每一个取值都反映着一类事件的发生次数，比如企业当年专利申请数、两个国家的贸易争端数等。本文涉及的企业国家标准制定数就是属于这种特征的数据，当因变量表现为事件发生次数的离散型随机变量时，其普遍服从的是正态偏分布，同时由于数据不连续，也不符合多元回归中关于分布正态性和方差方面的假设，导致普通回归不再一致或者无效率。在这种情况下，就需要使用计数模型进行计量分析。在计数模型中，最为常见的是泊松回归(Poisson regression)和负二项回归(negative binomi-al regression )，而负二项回归又可视为泊松回归的扩展。泊松模型的一般形式为:
其中， 通常用对数线性模型 尹来表示。泊松模型暗含着因变量的方差等于均值的强假设(即 )。而现实生活中观察到的数据很少表现出这样的特征，这使得泊松模型虽然在理论上非常适合解释计数模型，但在实际应用中却有很大不足，特别是对过离散(over-dispersion)的数据，即在某一些样本事件中非常密集的大量发生，而在另一些样本事件中却很少或不发生，这种情况下的泊松模型会由于不能满足其假设而造成较大偏误。学者们对应泊松模型的这一缺陷做了大量扩展(Hausman等，1984;Cameron和Trivedi，1986 ; Winkelmann, 2008;Greene,2003)，其中负二项式模型是最为常见的解决办法，它源自对横截面异质性的自然表述(Hil-be,2011)，其实质是通过在条件均值中引入一个观测不到的个体效应来扩展泊松模型，于是有:
对应的回归方程会服从负二项分布，即:
我们所需要的估计参数即为 中的参数，在这一过程中，常用办法是转化为似然函数进行最大化估计，并根据估计出的标准误分布推测系数的显著性，所以负二项分布回归也被视为一种准极大似然估计。
具体到本文而言，因为被解释变量记录了企业主持国家标准制定的数量，应采用计数模型，同时考虑到被解释变量的均值为10.71，标准差为35. 71，存在过离散情况。在这种情况下，负二项回归模型可以比泊松模型更好地对模型参数进行估计。模型(1)考察技术创新与政治关系对于企业主持国家标准制定的作用;模型(2)考察技术创新、政治关系随地区政府治理水平的发展如何变化。样本包含了多个行业，而不同行业的技术特性和研发密度又有很大差异，因此本文对该变量进行去均值等标准化处理。考虑到所有制形态也是中国企业政治关系的重要组成部分，本文进一步将样本企业分为有政治关系企业(无政治关系企业)、有政治关系的民营企业(无政治关系的民营企业)、国有企业(非国有企业)，进一步考察解释变量在不同样本之间回归系数的差异情况。
本文还分别控制了行业、年份等相关因素对于企业主持国家标准制定的影响， 为随机扰动项。四经验检验
(一)政治关系、技术创新与企业的国家标准话语权
表7报告了企业在国家标准竞争过程中影响因素的回归结果。在影响企业获取国家标准话语权的因素方面，第(1)列中Inno的回归系数在5%的水平上显著为正，表明创新型企业会有更多机会主持国家标准制定，回归结果支持了假说1。Poli的回归系数也在5%的水平上显著为正，表明企业建立的政治关系也增强了企业在标准竞争方面的优势，结果支持了假说2。
本文进一步将样本企业分为有政治关系企业(无政治关系企业)、有政治关系的民营企业(无政治关系的民营企业)、国有企业(非国有企业)，进一步分析解释变量在不同样本之间系数的差异情况。第(2)和(3)列分别报告了有无政治关系的企业分组回归结果，在有政治关系企业组中，Inno的系数为负但不显著，而在无政治关系企业组中，Inno的系数在1%的水平上显著为正，这表明技术创新对于没有政治关系的企业参加国家标准话语权竞争的影响更加强烈，技术创新与政治关系在影响企业的国家标准话语权方面存在替代关系，回归结果支持了假说3。
由第(4)和(5)列的结果可以看出，在有政治关系民营企业组，Inno的系数为正，但不显著，而在无政治关系的民营企业组，Inno的系数在1%的水平上显著为正，这表明相对于具有政治关系的民营企业而言，Inno对于没有政治关系的民营企业参加国家标准话语权竞争的影响更加明显。由第(6)和(7)列可以发现，国有企业组中，Inno的系数为正但不显著，而在非国有企业组，Inno的系数在1%的水平上显著为正，这表明技术创新对于非国有企业参加国家标准话语权竞争的影响更加强烈。以上分组结果进一步表明，技术创新与政治关系在影响企业的国家标准话语权方面存在替代关系，即技术能力越强，政治关系的重要性越低，企业的政治关系越密切，技术能力的重要性就越低，结果支持了假说3。
第(1)列其他控制变量的回归结果显示，Size对企业主持国家标准制定数量的影响显著为正，表明规模越大的企业在标准竞争中的优势越明显;Age对于企业主持国家标准制定数量的影响显著为正，表明相对于年轻企业，老字号企业更可能参与国家标准制定，这意味着经营时间的长短也是影响企业标准竞争的因素;Human对企业主持国家标准制定数量的影响显著为正，这表明高人力资本企业在标准竞争中也具有优势;GGI的回归系数在1%的水平上显著为正，表明来自政府治理发展水平高的地区的企业在国家标准竞争中更有优势。
(二)政府治理与企业的国家标准话语权
本文分别从市场化程度(第(1)和(2)列)、减少政府干预的程度(第(3)和(4)列)、法律发展水平(第(5)和(6)列)3个方面度量政府治理水平(GGI )。表8报告了在不同政府治理地区，技术创新、政治关系对于企业的国家标准话语权的影响差异。第(1),(3)和(5)列的回归结果显示，PolixGGl的回归系数都显著为负，这表明随着地区政府治理的改善，政治关系对于企业的国家标准话语权的作用在减弱，研究结果支持了假说4。第(2) ,(4)和(6)列的回归结果显示，InnoxGGl的回归系数不显著，假说5没有得到完全支持。我们认为这个结果与假说5并不矛盾，因为它向我们展示了技术创新对企业获取国家标准话语权的影响不会随着环境的变化而变化。一个可能的解释是，国家标准的制定需要企业拥有足够的技术储备和创新能力来应对标准制定过程中的种种技术难关和风险挑战，技术创新构成了企业制定国家标准中的基础能力，由于只有具有足够技术创新实力的企业，才能胜任制定国家标准的角色。因此，不论在政府治理水平较低还是较高的地区，技术创新始终是影响企业获取国家标准制定话语权的主导力量，技术创新对企业在国家标准制定话语权中的影响表现出不随环境变化的稳定性。
(三)稳健性检验
1.在现实生活中，企业技术创新既可能反映为企业技术创新投人，又可能反映在企业技术创新成果中，只用这两者的某一方面来度量企业的技术创新能力都可能产生一定偏误，为了克服这种由于技术创新衡量偏误(measurement error)带来的影响，本文采用当年企业专利申请数量作为技术创新的代理变量(Patent)进行稳健性检验，结果见表9。表9的结果进一步表明本文结论是稳健的。
2.本文存在一个可能的内生性问题是“逆向因果问题”( reverse causality )，也就是说不是企业较高的技术创新能力促进了企业获得制定国家标准的机会，而是标准制定过程本身提升了企业的技术创新能力，这中间可能存在反向因果的机制。一方面，企业获得了标准话语权之后，拥有了相应的行业地位与竞争优势，从而使得企业有更多资源可以用来进行技术创新;另一方面，制定标准的过程也可能会使企业意识到技术的重要性，提高从事技术创新活动的动力。此外，也可能存在一个“遗漏变量”同时决定了企业的技术创新能力和标准制定活动，从而导致二者呈现正相关关系。为解决这个问题，本文采用了工具变量法，这一方法是指当自变量和因变量存在内生性时，即回归残差与自变量相关的情况下，考虑寻找一个工具变量和自变量相关，而与残差不相关，从而得到自变量系数的一致估计。在本文中，我们采用各地区科技人员数量占当地总人口的比例作为企业技术创新的工具变量。地区的科技人才察赋和创新资源为当地企业的技术创新提供了必要的人才和技术基础，从而与企业技术创新存在正相关关系。而当地上一年科技人员水平属于宏观变量，一般来说不会受到未来单个企业标准制定活动的影响，所以用上一年当地科技人员水平作为企业技术创新能力的工具变量能够避免技术创新与标准制订之间的“逆向因果问题”。两阶段最小二乘法(2SIS)的回归结果显示，较高的技术创新能力增强了企业在标准竞争中的优势。因此，我们认为本文的研究结论具有较强的稳健性。
五研究发现与讨论
(一)研究发现
在激烈的市场竞争中，标准决定游戏规则，制定标准已成为当今企业参与全球竞争的重要手段。本文采用国家科技部编制的中国创新型企业数据，首次构建了标准竞争研究的理论框架，结果发现:1.企业技术创新水平越高，企业在标准竞争中胜出的机会越大;2.技术创新和政治关系在影响标准竞争方面存在显著的替代关系，即对于没有政治关系的企业而言，技术创新对于企业在国家标准话语权的影响程度更强;3.在政府治理水平较高的地区，政治关系在国家标准话语权方面的作用受到抑制，而技术创新对于企业在国家标准话语权中的影响表现出不随政府治理环境变化而变化的稳定性。
(二)启示
本文的研究结论对于管理实践具有以下启示:(1)经济转型时期国家标准的制定为企业提供了一个改变外部发展环境的宝贵机会，企业通过主持国家标准有制定助于实现对未来制度变迁风险的规避。因此，中国企业急需树立标准竞争意识，研究参与标准竞争存在的客观规律。技术创新对于企业提高在国家标准方面的话语权具有重要影响，这意味着企业应更加重视技术创新在标准竞争中的价值。企业可以加大技术创新力度，扩大自身的技术影响力，为日后参与国家标准制定甚至是国际标准竞争打下坚实的技术基础。(2)一个良好的政企关系有助于企业更好地抓住标准变化带来的机会，在经济转型时期，政企关系等隐性资源对于企业的经营发展具有独特作用。(3)企业参与标准竞争的过程受到多种内外部因素的动态影响，企业需要意识到以技术类和以关系类为代表的异质性资源在标准竞争中的作用不是一成不变的。中国在不同时期、不同地区的政府治理存在很大差异，随着地区政府治理的改善，政治关系的作用将有所下降，政府治理具有改变不同要素资源价值实现的作用，因此，企业需要重视政府治理的变化对于企业经营带来的冲击和影响。企业在跨地区经营发展过程中，需要根据不同地区的政府治理特点，采取不同的竞争策略，才能在标准竞争中获得更多优势。而对于政府而言，则需要通过持续改善治理水平来为企业创造一个公平的经营环境。
(三)展望
本文对于国家标准话语权的研究尚有进一步拓展的空间:1.扩大企业样本容量，更多的企业数据有助于得出更稳健的结论;2.标准竞争概念本身内涵丰富，理论界对它的讨论也在不断进行当中，国际标准、国家标准、地方标准差异明显，本文因数据限制没有考虑企业参与其他类型标准竞争的行为差异，因此，未来我们可以进一步比较不同类型企业在参与不同类型标准竞争的行为差异;3.本文只研究了企业获取国家标准话语权的影响因素，并没有研究企业获得国家标准话语权的经济后果，对这一问题的研究可以进一步深化对中国转轨时期企业标准竞争行为的理解。
参考文献:
胡彩梅、韦福雷、肖昆(2010):《标准化经济影响的若干问题研究》，吉林大学出版社。
沈同、邢造宇、张丽虹(2010);《标准化理论与实践》，中国计量出版社。
吴文锋、吴冲锋、莆萌(2009):《中国上市公司高管的政府背景与税收优惠》，《管理世界》第3期。
于蔚、汪森军、金样荣(2012 ):《政治关联和融资约束:信息效应与资源效应》，《经济研究》第9期。
樊纲、王小鲁、张立文、朱恒鹏(2011):《中国各地区市场化相对进程报告》，经济科学出版社。
胡鞍钢(2009):《中国经济转型30年:(1978-2008)，北京:社会科学文献出版社。
Adhikari , A.;Chek,D. and Hao, Z. "Public Policy,Political Connections,and Effective Tax Rates; Longitudi-nal Evidence from Malaysia.”Journal of Accounting and Public Policy,2006,25(5),pp.574-595.
Cameron, A. C. and Trivedi, P. "Econometric Models Based on Count Data. Comparisons and Applications of Some Estimators and Tests.”Journal of Applied Economztrics ,1986 , I(1),pp. 29-53
Cargill,C. F. Information Technology Standardization; Theory,Process and Organizations. Bedford,MA; Digital Press,1989.
Chen,C. J. ;Li,Z.;Su,X. and Sun,Z.“Rent一Seeking Incentives, Corporate Political Connections, and the Control Structure of Private Firms; Chinese Evidence."Journal of Corporate Finance,2011,17(2),pp.229-243.
Claessens,S. ;Feijen,E. and Laeven,L. "Political Connections and Preferential Access to Finance; The role of Campaign Contributions. "Journal of Financial Economics,2008 ,88 ( 3 ) , pp. 554-580.
Faccio,M. "Politically Connected Firms. "American Economic Review,2006, 96(1)，pp. 369-386.
Faccio, M.，;Masulis,R. W. and McConnell,J. "Political Connections and Corporate Bailouts. "The Journal of Finesnce,2006,61(6),pp.2597-2635.
Fan,J. P. H.;Wei , K. and Xu, X. " Corporate Finance and Governance in Emerging Markets ; A Selective Review and an Agenda for Future Research. " Journal of Corporate Finance ,201 1 ,17 ( 2 ) , pp. 207-214.
Farrell,J. and Simcoe,T. "Choosing the Rules for Consensus Standardization.”RAND Journal of Economics,2012,43(2),pp.235-252.
Frye,T. and Shleifer,A. "The Invisible Hand and the Grabbing Hand,"American Economic Reuiew,1997,87(2),pp.354-358.
Fisman,R. "Estimating the Value of Political Connections. "American Economic Reoiew,2001 ,91 (4) ,pp. 1095-1102.
Garcia,D. L. "Standard Setting in the United States; Public and Private Sector roles. "Journal of the American Society for Information Science ,1992 ,43 ( 2 ) , pp. 531-537.
Gibson,C. S. Globalization and the Technology Standards Gome: Balancing Concerns of Protectionism and In-tellectual Property in International Standards. Su8'olk University Law School Faculty Publications , No. 43 ,2007.
Greenstein,S. M.“Invisible Hands and Visible Advisors; An Economic Interpretation of Standardization.”Journal of the American Society for Information Science ,1992 ,43 ( 8 ) , pp. 538-549.
Greene, W. H. Econometric Analysis. Pearson Education, 2003.
Hausman,J. A. ;Hall, B. H, and Griliches, Z. Econometric Models for Count Data with Arz Application to the Patents-R&D Relationship. National Bureau of Economic Research Cambridge, Mass, 1984
Hi1be,J. M. Negative Binomial Regression. Cambridge University Press,2011.
Johnson,S. and Mitton,T. "Cronyism and Capital Controls; Evidence from Malaysia. "Journal of Financial Economics , 2003 , 67 ( 2 ) , pp. 351-382.
La-Porta,R. F;Shleifer, A. and Vishny,R. "The Quality of Government. "Journal of Law, Economics, and Organization ,1999 , 15 (1),pp.222-279.
Leuz,C. and Oberholzer-Gee, F. "Political Relationships, Global Financing, and Corporate Transparency; Evidence from Indonesia. " Journal of Financial Economics , 2006 , 81( 2 ) , pp. 411-439.
Li,H. ;Meng,L.;Wang, Q. and Zhou, L. A.“Political Connections, Financing and Finn Performance: Evidence from Chinese Private Firms. " Journal of Development Economics , 2008 , 87 ( 2 ) , pp. 283-299.
Mo1ka,J. A. "Surrounded场Standards,There is a Simpler View.”Journal of the American Society for informotion Science ,1992 ,43 ( 8 ) , pp. 526-530.
North , D. C. Structure and Change in Economic History, New York : Norton ,1981.
North , D. C. and Thomas, R. P. The Rise of the Western World : A New Economic History, Cambridge:Universify Press,1973.
Riley , D.“Factors affecting the Pursuit of Standards; A Theoretical Framework. " Marketing Reuieur, 2007 , 7(2),pp.139一154.
Ritala,P. "Coopetition Strategy一When is it Successful? Empirical Evidence on Innovation and Market Performance.”British Journal of Management , 2012 , 23 ( 3 ) , pp. 307-324.
Shapiro,C. and Varian,H. R. "The Art of Standards Wars.”California Management Review ,1999 , 41 ( 2 )，PP} 8-32
Stango, V. "The Economics of Standards Wars.”ReUiew of Network Economics , 2004 , 3 (1)，PP} 1一19.
Winkelmann,R.Econometric Analysis of Count Data,Springer,2008.
|
