技術標準對企業關鍵技術自主化的影響機制研究
——來自民營企業的微觀證據

劇曉紅

(安徽工業大學商學院,馬鞍山,243032)

1 問題的提出

在百年未有之大變局的背景下,國家之間的競爭形勢日趨激烈,把握科技發展主動權,突破關鍵“卡脖子”技術,實現國內自主可控,是增強競爭優勢與維系國家安全的重要方式[1]。黨的二十大報告指出要加快實現高水平科技自立自強,2022年中央經濟工作會議也提出要圍繞制造業重點產業鏈,找準關鍵核心技術和零部件薄弱環節。關鍵技術是系統、產業鏈或技術領域內關鍵且較難被替代的“卡脖子”技術[2]。我國一些關鍵技術面臨的“卡脖子”問題,除了基礎科學積累不足,也有標準引領的不足。如工藝流程、設計規范等受制于人,進而在技術創新路徑上被“鎖定”,始終處于“跟隨”狀態,最終形成“路徑依賴”,標準成為技術創新的前進壁壘。國際標準化組織(ISO)認為,標準是由權威機構制定和批準的文件,規定了規則、導則或特性[3]。國內《標準化法》指出,標準是產業和社會事業等領域需要統一的規范要求,主要指技術標準,代表產業和企業應滿足的最低技術規范[4-5]。當前,標準已成為行業技術水平與自主創新能力的制高點,誰主導標準制定就意味著擁有該領域國際話語權[6]?！秶覄撔买寗影l展戰略綱要》也強調,要“健全技術創新與標準化互動支撐機制”[7]。然而,相對于在國際博弈中的技術劣勢,中國標準的主導權劣勢更為突出,迫切需要完善標準國際化戰略,提升技術創新能力與制度性話語權[8]。

改革開放以來,我國民營經濟實現了從“0”到“56789”的跨越式發展,70%以上的技術創新均由民營企業完成[9],民營企業逐漸成為我國突破關鍵技術的重要力量[10]。同時,民營企業的標準化工作也取得突出成就。國家市場監管總局數據顯示,在全國專業標準化技術委員會中,民營企業委員超1.5萬人次;在國際標準化組織和國際電工委員會中,民營企業注冊的專家超1000人[11]。但相對于民營企業的科技創新成果,標準化工作還有待強化,如近年來中國標準創新貢獻獎中,民營企業只占38%,調研樣本中小微民營企業只有六成設立了標準化工作部門,比例偏低[11]。此外,民營企業創新主要集中在中后段的產品創新和工藝創新,對于前端的基礎創新和關鍵核心技術突破與自主化尚待提升。在新發展格局下,關鍵技術自主化并不意味著關起門搞研究,而是要積極利用好“雙循環”的有利條件,加快實現自立自強,對外直接投資在技術標準與企業關鍵技術自主化之間發揮重要作用。同時,民營企業對外投資,會涉及到對東道國相關信息的獲取,是否有信息咨詢機構提供相關信息服務等問題,這些都是新形勢下需要關注的方向。

技術標準與技術進步的研究最早在1919年由馬歇爾(Alfred Marshal)提出,隨后,國內外學者對二者之間的關系進行了不同層次及維度的研究。有學者認為技術標準對技術創新具有促進作用,既可基于標準軌道,對多樣化技術選擇進行約束,優化技術創新資源配置,實現特定技術范圍內的技術持續創新[12-13];又可基于標準的兼容性與編碼化進程,為企業提供技術創新的基礎平臺[14]。但也有學者認為兩者關系不好明確,促進與抑制作用并存[15],但整體上促進作用大于阻礙作用[16]。這些研究為揭示技術標準與企業關鍵技術自主化間的關系奠定了研究基礎,但仍有不足之處,一是缺乏技術標準對民營企業關鍵技術自主化的影響研究,二是缺乏“雙循環”背景下企業對外直接投資在其中發揮的調節作用探討,三是缺乏外部投資信息及信息咨詢機構在其中的角色扮演剖析。因此,本文擬對上述問題展開探索,更深層次剖析在民營企業群體中,技術標準對企業關鍵技術自主化的作用規律。

2 研究假設

2.1 技術標準對企業關鍵技術自主化的作用機制

將有限資源分配至關鍵技術自主化的創新路徑上,是企業的重要戰略選擇。資源基礎理論認為,企業競爭優勢依賴其所擁有的資源[17],這些資源應具有價值性、稀缺性、不可模仿性和不可替代性[18]。資源是企業決策的邏輯起點,也是其突破關鍵技術的重要前提。民營企業整體實力較弱,資源有限,這在一定程度上限制了關鍵技術自主化實現,而技術標準對推動民營企業的資源集聚可發揮較大作用。首先,技術標準本身就是稀缺資源[19],掌握技術標準可獲得短期市場勢力并鎖定競爭優勢[20]。其次,擁有高質量的技術標準可讓企業獲得更多的外部資源加持。信息高度流動時代,聲譽資本對企業發展至關重要[21]。技術標準是一種高質量的聲譽資本,可作為確定性的信號,傳遞給外部市場主體和要素擁有者,減少企業與市場的信息不對稱,有利于加大關鍵技術攻關資源的投入。最后,技術標準可推動企業得到更多發展機會。以技術標準為紐帶所進行的一系列技術創新過程,有助于獲取創新網絡中的相關資源[22],如國家組織的各類重大技術攻關,擁有技術標準的企業因其良好的聲譽,可在“揭榜掛帥”中獲得先機,牽頭整個產業鏈創新資源。各類技術在尋求產業化過程中,會重點傾向于擁有技術標準優勢的企業,進而有利于獲取關鍵技術自主化所需資源的持續投入。

創新是溝通、協調、合作與協同的動態過程[23],社會發展的復雜性及創新的多要素參與性,決定了企業關鍵技術突破應采取協同、鏈接等行動,以實現組織資源與戰略的契合[24]。協同演化理論指出,具有密切關系的多元主體發展過程中應弱化主體之間的競爭關系,增強共生共棲關系[25]。民營企業受實力所限,大多不位于產業鏈鏈主位置,協調能力較弱,而技術標準在推動多元創新主體和要素協同演化方面起到重要作用。一方面,技術標準可降低初始創新體系的匹配成本。關鍵技術是相對復雜的技術體系,是多領域、學科交叉的知識有機集成,技術高度復雜性需要融合跨企業、跨產業及跨國家邊界的多源技術資源[26],技術標準的統一性和開源性可以減少資源融入創新系統的初始搜索和匹配成本。另一方面,關鍵技術的高復雜性、強依賴性等特征,致使關鍵技術突破須基于創新生態系統,加強各子技術成員間的有效耦合[26]。技術標準可凝聚價值共識[27],有利于推動創新系統集成。技術標準可為多元創新主體提供產品、流程、格式、規程等系列要素規則,協調多元主體的技術偏好,通過融合各創新主體之間的資源以實現技術兼容[22]。此外,技術標準可克服協同演化過程中的時空分割,促進模塊化創新,加強各模塊創新主體間的高效協同創新聯系,從而有助于企業關鍵技術自主化的實現。據此,本文提出以下假設:

H1 技術標準可以促進企業關鍵技術自主化。

2.2 對外直接投資的調節作用

關鍵技術自主化并不意味著關起門搞研究,而是要在新發展格局下,加快發展以我為主的全球價值鏈條件下的自立自強[28]。對外直接投資是獲取國際創新資源、技術優勢、前沿技術的重要手段之一,也是我國參與全球價值鏈分工,向全球價值鏈高端躍升的關鍵渠道之一[29]。伴隨“一帶一路”的深入推進,我國企業對外直接投資規模日益擴大,民營企業在其中占據重要地位。相對于在國內開展業務,民營企業在“走出去”過程中,必然面臨著全新的外部環境和更高的能力要求,只有動態調整能力結構和提升能力水平,才能適應變換的外部環境。動態能力理論指出,動態能力是創造動態競爭優勢的能力集合[30],企業既要加強外界知識獲取與吸收,還應重視經驗積累與知識更新[31],同時要保持與外部的互動,強化環境應對能力,并能協調與優化內外部資源[32]。伴隨民營企業“走出去”動態能力調整,必然對技術標準影響企業關鍵技術自主化實現有一定的調節作用。

一方面,對外直接投資可提升民營企業創新等級,正確識別國際關鍵技術前沿發展水平與趨勢,從而有利于動態調整企業關鍵技術的突破起點。民營企業關鍵技術自主研發與創新是基于現有技術積累的延續與突破,而已有儲備的技術積累,一般以技術標準的方式固化傳承[33]。技術標準是相應行業技術進步演化的歸納與凝練,是對整個技術發展路徑的描繪與報告,其對于企業關鍵技術自主化具有較大程度上的指導與參考價值[34]。在對外直接投資過程中,企業通過解構國際產品的關鍵技術,可以動態跟蹤國際市場需求變化,跟蹤與把握關鍵技術動態演化規律[35]。伴隨技術標準動態變化,民營企業可以在原有技術軌道上進行更深層次優化與創新,減少關鍵技術自主化的方向不確定性,有利于站在全球最新創新成果的肩膀上,開拓自身技術軌道,尋找突破節點,動態調整目標,助推關鍵核心技術形成。

另一方面,對外直接投資可以助推技術標準的創新擴散。創新擴散指新技術通過多元渠道在社會系統內推廣與傳播[36]。技術標準的制定與推廣主要目的是通過擴散賦能,基于創新主體的創新互動與反饋,使創新成果全面涌現,并動態推動技術互補與替代。關鍵技術自主化過程,離不開技術標準推動的創新擴散、互動、反饋。企業可通過設立跨國企業,加強與先進國家或機構的技術合作與交流,加速融入全球創新網絡,獲取異質性創新資源、前沿技術知識以及高層次技術人才等[35]。企業的對外直接投資過程,也是技術標準的“走出去”過程[37]。對外直接投資讓企業進一步貼近國際市場,加強與當地市場的信息互動與反饋,關注利益相關者訴求,提高技術標準的本地化水平,減少創新的不確定性[38]。國際標準組織通常會考慮由國際市場占有率高、影響力強的企業參與技術標準的制定,民營企業在國際市場上的優良表現,有助于進入國際標準組織的視野。這不僅有利于加速我國構建本國技術標準體系,還有利于參與和主導國際標準制定,進而加速推動關鍵技術自主化步伐。據此,本文提出以下假設:

H2 對外直接投資在技術標準與企業關鍵技術自主化之間起到正向調節作用。

2.3 外部投資信息及信息咨詢機構的作用

企業獲取與利用外部信息以彌補自身的短缺資源,日漸成為企業持續競爭優勢保持的重要方式[39]。Freeman[40]也提及市場信息等外部資源在企業創新中逐漸發揮越來越重要的作用。外部投資信息搜尋與了解是企業解決對外投資不確定因素、發現新機會的有效途徑。有學者指出,在影響我國企業對外直接投資的主要障礙中缺乏海外的競爭情報和信息占所調研企業比例為32.04%[41]。中國民營企業的對外直接投資對東道國的政策、投資環境、市場信息依賴程度較大,相關外部投資信息的缺失,會在某種程度上致使我國企業對外直接投資決策處于信息不對稱與被動的狀態,增大了對外直接投資的盲目性和風險性,也阻礙與降低了企業“走出去”戰略的主動性。

此外,民營企業對外部投資信息搜尋途徑較多,可以選擇依靠企業自身力量進行外部信息搜尋,也可依托專業性的信息咨詢機構。但是,當外部投資信息日益具有綜合性與復雜性時,部分民營企業較難僅依據自身能力來滿足日趨增長的信息獲取需求與高昂的搜尋成本。一方面,部分民營企業較難基于專業視角搜尋與梳理相關對外投資信息;另一方面,較多信息具有一定的不確定性,碎片化的信息搜尋會消耗企業有限的資源。信息咨詢機構為民營企業提供有關對外投資市場環境調研、法律優惠政策咨詢、風險規避等全流程、全方位的專業化、國際化信息咨詢服務,對于加快民營企業“走出去”具有重要的戰略意義。因此,對民營企業來說,外部投資信息了解是否充分,國內信息咨詢機構是否健全,是對外直接投資發揮正向調節作用的重要前置條件。據此,本文提出以下假設:

H3a:外部投資信息是發揮對外直接投資正向調節作用的重要條件。

H3b:信息咨詢機構是發揮對外直接投資正向調節作用的重要條件。

3 研究設計

3.1 數據來源

江蘇是中國經濟大省和強省,民營經濟發達,創新活力強,本文選取2011—2018年江蘇省民營企業調查數據,具有較強的代表性。數據樣本為各年度營業收入總額在一定規模以上(2011年為3億元以上,其后各年份為 5 億元人民幣以上)的私營企業、非公有制經濟成分控股的有限責任公司和股份有限公司;國有絕對控股企業、外資絕對控股企業、港澳臺資絕對控股企業不在調研范圍內。清洗后共有5836家企業的原始混合截面數據,在計量檢驗中,自動剔除個別指標不全的樣本,最終樣本量有所減少。該數據由政府相關業務部門組織,具有準確性和權威性。

為控制極端值對實證的影響,本文采用winsorization方法,以上下1%對極端值進行修正。

3.2 模型設定與變量定義

基于上述理論分析,本文構建以下回歸模型:

①為檢驗假設H1中技術標準與企業關鍵技術自主化之間的關系,回歸模型設定為:

Indepijk=α0+α1JBijk+α2CVijk+μi+μj+μk+εijk

(1)

公式(1)中,i、j和k分別指行業、年份和區域,ε表示隨機擾動項。μi、μj和μk分別為企業所在行業(Indus)、年份(Year)、城市(City)的固定效應,以控制相關差異對企業技術標準化作用的影響。

被解釋變量為關鍵技術自主化(Indep),即企業關鍵技術自主開發與研制情況,為二值虛擬變量。測量題項為“企業關鍵技術來源”,答案選項有“自主開發與研制、模仿、引進技術、并購企業、企業合資等”。本文將企業選擇自主開發與研制的賦值為1,未選擇該項賦值為0。

核心解釋變量為技術標準(JB),即指企業制定國際、國家或行業標準情況,包括牽頭標準制定和參與標準制定兩類。本文設置四個細分變量,即Sum_JB:制定標準類型,其中有兩類標準制定類型的賦值為 2,僅有一類標準制定類型的賦值為 1,沒有的賦值為0。Dum_JB:標準制定類型啞變量,只要有一項標準制定類型的賦值為 1,沒有的賦值為0。Dum_JB1:牽頭標準制定的啞變量,有該類型的賦值為1,沒有的賦值為0。Dum_JB2:參與制定標準的啞變量,有該類型的賦值為1,沒有的賦值為0。

②為檢驗假設H2,回歸模型設定如下:

Indepijk=β0+β1JBijk+β2JBijk×OFIDijk+β3OFIDijk+β4CVijt+μi+μj+μk+εijk

(2)

其中OFIDijk為對外直接投資變量,具體內涵在后文實證檢驗過程中詳細闡釋,其他設置和模型(1)相同,指標的具體內涵在相應的檢驗章節進行說明。

③CV為系列控制變量,本文參考相關研究將控制變量設置為企業規模(Size),即企業的員工數量,單位為萬人;企業年齡(Age):即企業的實際存續年齡,并除以100;企業總資產周轉率(Tat):即當年銷售收入凈額與平均資產總額的比值;資產凈利率(Roa):即凈利潤與平均總資產的比值;資產負債率(Lev):即負債總額與平均資產總額的比值;營業收入增長率(Inc):即本年相對上一年的銷售增長額與上一年銷售額的比率;資本密集度(Capi),即人均固定資產(元),取對數。

3.3 描述性統計

由表1行業分布統計可知,制造業占比為73.94%,我國是世界制造業第一大國,制造業也是突破關鍵技術的主要力量。但生產性服務業和高新技術產業占比較低,如信息傳輸、軟件和信息技術服務業占比僅為0.43%,科學研究和技術服務業占比僅為0.05%,有待進一步優化提升。

評價方法是引導教學目標實現的關鍵因素，教學目標不同，評價方法也會有所不同。隨著SPOC模式下的沙盤教學模式逐漸增多，而與之匹配的評價方法卻未能跟上教學改革的步伐。

表1 樣本行業的分布統計

由表2可知,總體來看,樣本企業處于較為健康的生存狀態。其中:①近七成民營企業有關鍵技術自主研發(Indep均值為0.69),表明我國上規模民營企業具有較強的自主創新能力;②有37.63%的企業牽頭或參與制定技術標準,表明上規模民營企業較為重視技術標準工作;③企業平均存續為16.92年;④企業平均員工數超過3319人,企業總體處于中等規模,也有部分規模較大的頭部企業。

表2 關鍵指標的描述性統計

4 基本回歸分析

4.1 技術標準對關鍵技術自主化的作用分析

表3為技術標準對企業關鍵技術自主化的回歸結果。①列(1)和(2)為總體層面技術標準對關鍵技術自主化的影響。解釋變量分別為Sum_JB、Dum_JB,擬合效果pseudoR2較好,核心解釋變量回歸系數均為正,且均通過1%水平上顯著性檢驗,即從類型、啞變量來測量,技術標準均顯著推動關鍵技術自主化。②列(3)和(4)分別為牽頭、參與技術標準制定的回歸結果,結果顯示,企業牽頭或參與技術標準制定對關鍵技術自主化的作用均為正,并全部通過1%水平上顯著性檢驗。

表3 技術標準對關鍵技術自主化的影響

其中,牽頭技術標準制定的作用系數高于參與,表明企業牽頭技術標準制定具有更大的推動作用?？傮w來看,假設H1得到驗證。

4.2 技術標準對關鍵技術自主化作用的異質性檢驗

由上文論證可知,技術標準可推動企業實現關鍵技術自主化,而針對這種特征在不同的行業、生命周期、規模企業之間是否具有差異性的分析結果如表4所示。

表4 分行業、生命周期、規模的比較

4.2.1 企業所在行業

根據尹美群等[42]的研究,將企業所處行業分為勞動密集型、資本密集型、技術密集型三大類,分類檢驗結果見表4列(1)—(3)。從系數大小可以看出,在勞動密集型行業,技術標準的推動作用最大,其次是技術密集型,最弱的是資本密集型?？赡芤驗?勞動密集型企業轉型升級對技術有著迫切需要,較為重視技術標準工作;技術密集型企業因本身行業性質,同樣重視技術標準工作,但邊際效應小于勞動密集型行業;資本密集型行業資金進入門檻高,壟斷性較強,可能對技術標準工作相對忽視,應鼓勵其將資金優勢多傾斜到企業關鍵技術自主化。

4.2.2 企業生命周期

國家市場監管總局相關研究報告指出,企業成立后的3年至7年死亡率較高,是企業生存的“瓶頸期”?；诖?將企業分為兩大類,不超過7年的企業為成長期企業,7年以上為成熟期企業,分析結果見列(4)和(5)。數據顯示,處于成長期的企業,技術標準的作用要顯著大于成熟期的企業?？赡芤驗?成長期企業存在較大的生存壓力,迫切需要通過創新來掌握技術“護城河”,提升市場競爭力,而成熟期的企業市場相對穩定,生存壓力較小,因而掌握關鍵技術的動力也相對較弱。

4.2.3 企業規模

4.3 技術標準對關鍵技術自主化作用的穩健性檢驗

4.3.1 樣本選擇偏差問題

依據陳東等[43]的研究,文章采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching,PSM)方法和偏差校正匹配(Bias Corrected Matching,BCM)方法。首先根據Dum_JB、Dum_JB1、Dum_JB2,分別將企業樣本劃分為兩組,將有技術標準制定的作為處理組,沒有技術標準制定的作為控制組?；诖?將前述控制變量作為協變量匹配變量進行1∶1近鄰匹配、1∶4近鄰匹配、1∶4卡尺匹配、半徑卡尺匹配、局部線性回歸匹配(使用默認的核函數和帶寬)、核匹配、樣條匹配、馬氏匹配。由于傾向得分匹配得分時存在不確定性,更重要的是,非精確匹配可能存在偏差,因此,進一步使用BCM的方法對比檢驗。選用多種匹配方法以檢測結論的穩定性,若各方法檢測結果相似,則證明結論是穩健的。

在使用PSM之前,使用平衡性檢驗來驗證匹配變量選取是否符合要求。以近鄰匹配為例,由圖1可知,所有變量在匹配后偏差縮小了。由圖2可知,大多數觀測值均在共同取值范圍內(on supoort),故在進行傾向得分匹配檢驗時僅會損失少量樣本。

圖1 各變量的標準化偏差圖示

圖2 傾向得分的共同取值范圍

由表5 ATT結果可知,所有指標均為正,從T值來看,均通過了1%水平上顯著性檢驗。從系數大小來看,牽頭制定技術標準的推動作用大于參與制定,與前述實證結果完全吻合。

表5 全樣本平均處理效應

4.3.2 內生性問題

考慮到技術標準與關鍵技術自主化之間可能存在內生性問題,參考陳東等[44]所用方法,取相關指標的行業-年份-城市的均值作為工具變量,以IV-Probit方法進行工具變量檢驗,Anderson-Rubin指標均拒絕弱工具變量的假設,說明工具變量的有效性。表6中列(1)—(4)為未添加控制變量的工具變量檢驗,列(5)—(8)為添加所有控制變量的工具變量檢驗,技術標準制定對關鍵技術自主化的作用均為正,并全部通過1%水平上顯著性檢驗。

表6 工具變量的作用檢驗

4.3.3 變換被解釋變量測度方法的檢驗

學術界也有利用企業自主研發投入的相對變量來測度技術自主研發。借鑒Wang等[45]研究中的衡量方法,用人均內部研發支出來表示。表7中列(1)—(4)為對研發投入絕對值的回歸結果,列(5)—(8)為相對值回歸結果。結果顯示,技術標準的回歸系數均為正,全部通過了1%水平上顯著性檢驗,驗證了結論的穩健性。

表7 改變被解釋變量的再檢驗

5 進一步分析

在對假設H1進行基本檢驗和穩健性檢驗完成后,本節將繼續對假設H2和假設H3進行檢驗。

5.1 對外直接投資調節效應的檢驗

本節首先對假設H2進行檢驗。以海外員工數量的對數來測量對外直接投資規模。選擇該測量指標主要是為了體現“走出去”的實際水平?！白叱鋈ァ钡念愋投鄻?但部分業務開展并未與當地的經濟文化融為一體,沒有從“走出去”向“走進去”轉變。有些工程承包大規模采取國內勞務派遣的方式,員工吃住在工地,項目完成后回國,和當地沒有任何交流。有些綠地投資和海外并購因國外工會勢力較強,或文化差別較大,用當地員工感覺“不順手”,也傾向采取國內勞務派遣的用工方式。而是否能在開展對外直接投資業務的同時,大規模使用當地的人力資源,包括高端人才和普通員工,是衡量企業是否真正“走出去”的重要指標。檢驗結果如表8所示:①列(1)和(2)顯示,綜合指標的技術標準與對外直接投資的交互項為正,且均通過了至少5%水平上顯著性檢驗,說明隨海外員工規模擴大,進一步放大了技術標準對關鍵技術自主化的推動作用。②從細分指標來看,列(3)和(4)顯示,海外員工絕對規模與Dum_JB1和Dum_JB2的交叉項均為正,通過了至少10%水平上顯著性檢驗,說明對外直接投資對企業牽頭、參與制定技術標準,在推動關鍵技術自主化方面,均有著顯著的正向調節作用。因此,要充分肯定對外直接投資的正向調節作用,采取多種措施提升企業對外直接投資水平,特別是利用好國外高端人力資源,融入研發業務,或采取研發外包的形式,最大化發揮國際人才利用價值,以促進國內企業實現關鍵技術自主化。

表8 對外直接投資的調節作用檢驗

5.2 外部投資信息及信息咨詢機構作用發揮的檢驗

如前文所述,外部投資信息搜尋與了解是企業解決對外直接投資不確定因素、發現新機會的有效途徑。對于中國民營企業來說,東道國外部投資信息的缺失,會增大對外直接投資的盲目性和風險性。因此,本節驗證假設H3所提到的內容,分析外部投資信息的作用,及通過信息咨詢機構獲取外部投資信息的作用。

5.2.1 外部投資信息作用發揮的分類檢驗

本節驗證假設H3a。依據對東道國政策、投資環境、市場信息了解程度的選擇,劃分了解充分與了解不夠兩類,比較分析結果如表9所示。

表9 外部投資信息作用發揮分類比較

其中,列(1)—(4)顯示,在企業對東道國投資信息了解不夠的情況下,對外直接投資與技術標準的交叉項全部不顯著,對外直接投資不能夠放大技術標準對關鍵技術自主化的正向推動作用;列(5)—(8)顯示,在企業對東道國投資信息了解充分的情況下,所有的交叉項系數為正,且全部通過了顯著性檢驗,對外直接投資可顯著放大技術標準對關鍵技術自主化的正向推動作用。這說明,對外直接投資放大技術標準推動關鍵技術自主化的作用,須以充分了解東道國投資信息為前提。因此,外部投資信息的搜尋與掌握,對促進對外直接投資的調節作用發揮了重要作用。

5.2.2 信息咨詢機構作用發揮的分類檢驗

本節驗證假設H3b。依據對信息咨詢機構健全程度的選擇,劃分為健全和不健全兩類進行檢驗比較,分析結果如表10所示。

其中,列(1)—(4)顯示,在國內信息咨詢機構不健全的環境下,對外直接投資與技術標準的交叉項全部未通過顯著性檢驗,對外直接投資未能放大技術標準對關鍵技術自主化的正向推動作用;列(5)—(8)顯示,在國內信息咨詢機構健全的情況下,所有的交叉項系數為正,且全部通過了至少10%水平上顯著性檢驗,對外直接投資可顯著放大技術標準對關鍵技術自主化的正向推動作用。這說明,對外直接投資放大技術標準推動關鍵技術自主化的作用,要以有發展健全的信息咨詢機構提供專業的信息咨詢服務為前提?？傮w來說,加強信息咨詢機構建設,是推動企業高質量走出去的重要配套措施,也是發揮對外直接投資調節作用的重要前置條件。

6 結語

本研究基于理論分析,分別揭示了技術標準對關鍵技術自主化的作用機理,對外直接投資的調節作用,外部投資信息及信息咨詢機構在其中扮演的保障作用,并以江蘇省內各年度營業收入總額在一定規模以上的民營企業調查數據進行實證檢驗。研究結果表明:

(1)技術標準促進了企業關鍵技術自主化,這為突破關鍵技術“卡脖子”給予了理論與實踐參考價值。其中,企業牽頭或參與制定技術標準,均對關鍵技術自主化起到正向的促進作用,并且牽頭制定標準的推動作用相對較大。這種推動作用經過內生性檢驗后仍然穩健。

(2)異質性檢驗表明,從行業來看,技術標準的推動作用呈現勞動密集型、技術密集型、資本密集型企業逐漸下降的趨勢;從生命周期來看,在成熟期作用要弱于成長期;從規模來看,大規模企業要弱于小規模企業。

(3)對外直接投資顯著放大了技術標準對關鍵技術自主化的推動作用,其對牽頭、參與制定技術標準,在推動關鍵技術自主化方面均有顯著的正向調節作用。

(4)充分了解外部投資信息,是對外直接投資放大作用的前提。而健全信息咨詢機構建設以為企業提供對外投資咨詢服務,可以達到這種目標。

基于上述研究結果,為更深一步推動技術標準對企業關鍵技術自主化的促進作用,相關實踐啟示如下:

(1)加強技術標準化的發展,促進技術標準與關鍵技術的有效融合。相關政府機構應大力促進構建有利于關鍵技術領域技術標準化發展的政策支持體系,通過政府優惠政策,引導相關民營企業牽頭或參與相關技術標準制定。突破需求方與關鍵技術研發的信息壁壘,加強市場需求發掘與預測,推動企業參與關鍵技術領域技術研發以及標準制定的積極性與執行力。配合國家標準全文公開系統與全國標準信息公共服務平臺的建設,推動關鍵技術領域標準化進程。

(2)加強對外直接投資合作,探索適應關鍵技術的技術標準化路徑。我國民營企業應充分利用其對外直接投資的所有制優勢,提升與國際關鍵技術領域的技術信息交流與共享水平。增強與國外先進高校、研究機構的技術深度合作,尋求合適的技術創新合作伙伴,融入全球創新網絡,加強對國際關鍵技術領域技術標準制定的交流與參與度,以合作謀發展,共同突破我國技術標準化瓶頸,探索我國關鍵技術自主研發及其標準化的創新路徑。

(3)加強服務企業走出去的信息咨詢機構建設,為企業提供高質量的信息服務。民營企業在“走出去”過程中,對東道國的商務和市場分析、海外投資環境了解、政策的理解和有效使用等,都需要專業化的信息咨詢服務。而這些,單個企業很難有實力、有精力、有專業能力去完成,需加強國內高質量的信息咨詢機構建設,以提供高質量的專業化個性化信息服務。

除此之外,本文具有以下研究不足:

一是技術標準的分類還需要進一步深化。除牽頭和參與視角,還要從國際標準、國家標準、行業標準和地方標準等多種類型視角來分類,受數據可得性限制,本文并未對此進行細分研究,后續要進一步收集數據,多視角拓展技術標準的作用研究。

二是技術標準作用發揮環境需要引入。軟環境建設也可能影響技術標準的作用發揮,如知識產權的保護程度,高質量的制度環境建設,相關政策支持的進一步細化完善等。這些也是作者下一步的研究方向。

三是數據需要進一步更新。后續將積極獲取更新的數據,對近幾年重大風險不確定性環境下的技術標準的作用進行檢驗,尋找相關規律。