开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
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2020年1月17日，第53届国际消费类电子产品展览会在拉斯维加斯开幕。闪联标准联盟展示的新一代智能会议一体机得到各国参会组织一致好评，标志着我国技术标准化组织对世界标准化工作的作用日渐突出。随着全球化不断发展，技术标准已成为产业竞争乃至国家竞争的重要手段[1-2]。然而，由于对技术标准的重要性认识不足，我国企业在参与国际技术竞争时不得不被动遵照既定行业技术标准进行生产和贸易，难以在技术与经济竞争中占据主动地位[3]。因此，技术标准形成机理研究成为推动企业提升行业竞争优势、促进我国产业转型升级不可回避的战略性课题。
在技术复杂化和开放式创新趋势下，技术标准的形成过程表现出运作周期长、资源消耗大等特征，因而需要标准制定者通过结盟合作方式，集中力量解决技术难题。在此背景下，以企业为主导、以实现技术标准化为目标组建的技术标准联盟应运而生，并成为加快技术标准形成的重要手段[4]。在技术标准形成过程中，技术标准联盟成员之间通过共享知识产权、专有技术等资源形成复杂合作关系。这类合作关系可以减少技术竞争成本和重复研发导致的资源浪费，因而能够促进技术标准形成[3]。因此，探究技术标准联盟成员合作关系对技术标准形成的影响，可以为企业获取技术标准领先优势提供理论依据。
在技术标准形成过程中，技术标准联盟成员会对不同领域技术知识进行整合，进而在共同生成的专利成果中呈现出愈加明显的技术源散性[5]。技术源散性能够揭示各领域技术知识的内在联系，有助于评估与预测技术发展整体趋势和演化关系[6]。随着技术源散性逐渐增强，联盟内部不同领域技术知识能够不断向潜在技术创新方向汇聚，推进技术知识向研发成果转化[7]，从而对技术标准形成产生影响。可见，技术源散性也是影响技术标准形成的重要因素。
已有研究一方面从技术[7]、市场[8]、政策[9]等视角探讨了技术标准形成的影响因素，另一方面通过知识积累[10]、信息共享[11]、网络嵌入[12]、成本控制[13]等路径分析了企业合作行为对科研绩效的影响。然而，上述研究忽略了技术标准联盟成员合作关系对技术标准形成的影响，也从未关注技术源散性在二者之间的作用。鉴于此，本文以技术标准联盟为背景，基于联盟成员合作关系对技术标准形成的影响，引入技术源散性构念，进一步探讨三者之间的相互关系，并基于闪联标准联盟的联合申请专利数据验证构建的理论模型，以寻找提高技术标准形成效率的有效途径，力争为优化技术标准联盟成员合作关系、加快技术标准形成实践提供理论依据和决策参考，并为我国企业参与技术标准国际竞争增添内源性助力。
技术标准形成是指从技术标准相关的技术研发到技术标准文件正式发布的过程[14]。在此期间，技术标准制定者围绕技术标准内容和管理规范开展标准技术研发、标准文本草拟、标准方案确立等工作，最终以技术标准文本发布为技术标准形成画上句号。由于各行业技术领域交叉融合趋势愈加明显，单项技术标准形成工作涉及的技术领域也日趋复杂，因而需要不同标准主体共同参与。由于技术标准联盟能够联合众多成员的创新力量，快速制定和推广技术标准，因而为攻克技术难题、引领行业发展开辟了新的有效途径。
技术标准不仅是技术标准联盟建立的根本目标和最终成果，更是成员企业未来能够掌握的技术权威、行业竞争力、经营收益源头。因此，本文认为，技术标准联盟成员合作关系是指技术标准联盟内部成员为了完成技术标准确立、实施与推广而形成的合作关系。本文将技术标准联盟成员合作关系划分为合作广度和深度两个维度。其中，合作广度是指技术标准联盟成员开展合作关系的多样性和广泛化程度，能够反映技术标准联盟的开放与联通程度；合作深度是指技术标准联盟成员维系合作关系的频繁程度和紧密程度，能够反映技术标准联盟成员缔结契约的执行力度[15]。
联盟成员合作广度对技术标准形成的积极作用表现在扩充知识储备和增强信息认知两方面[12]。具体而言，合作广度增加使联盟成员能够不断扩充自身知识储备，更新自身技术体系，有利于攻克潜在技术难题、满足行业潜在需求、提升技术标准价值与行业影响力，从而推动技术标准形成[16-17]。Ireland等[17]指出，随着合作广度增加，联盟成员能够通过信息渠道更直观地了解到自身技术水平与行业未来发展需求之间的差距,从而激励联盟成员进一步参与合作研发，不断丰富技术成果，进而完善技术标准方案内容，增强技术标准的行业竞争力。可见，合作广度通过拓宽联盟成员对异质性创新资源的获取渠道，完善技术标准内容，增强技术标准的市场应变能力，进而推动技术标准形成[18]。
然而，联盟成员合作广度对技术标准形成的促进作用只有在合作广度较高时才能实现。当联盟成员合作广度较低时，其对技术标准形成不仅不会产生积极作用，反而会产生负面影响。Lee等[19]、高霞等[20]认为，当合作广度较低时，技术标准联盟成员因自身具备的资源规模有限，并且成员之间的发展目标与技术模式存在一定差异，因而导致联盟成员寻找合作伙伴、调整研发方式需要耗费大量精力，进而使合作研发的边际成本增加。此时，联盟成员技术合作的预期收益难以抵消预期成本，导致合作效率下降，技术方案制定效率和标准产品质量水平难以得到有效提升，从而不利于技术标准形成[8,13]。因而，较低的技术标准联盟成员合作广度反而会在一定程度上抑制技术标准形成。
综上所述，本文认为，不同程度的联盟成员合作广度会对技术标准形成产生不同影响。即当合作广度较低时，联盟成员合作广度负向影响技术标准形成；当合作广度较高时，联盟成员合作广度则正向影响技术标准形成。因此，本文提出如下假设：
H1：技术标准联盟成员合作广度与技术标准形成之间存在U型关系。
联盟成员合作深度对技术标准形成的积极作用表现在提升联盟成员合作默契和降低技术交易成本两方面。一方面，当联盟成员合作深度增加时，技术标准联盟内特定领域技术创新合作成员会逐渐形成集聚或抱团现象，进而在合作网络中逐渐形成显著的小世界效应[12]。Walker等[21]认为，小世界效应使技术标准联盟成员之间的合作变得更加活跃，使得彼此合作默契大大增强。联盟成员能够凭借这些优势发挥技术研发的协同效应[7]，迅速打破技术瓶颈，提高技术方案制定速率，从而推动技术标准形成。另一方面，合作深度增加能够降低联盟成员之间的技术交易成本。石大千等[13]认为，交易成本降低不但能够促进技术标准联盟成员之间的技术交流，而且能够增加研发资源投入弹性，进而增强技术管理工作的灵活性。这意味着，技术标准联盟成员能够从知识转移和技术管理两个层面提高研发工作效率，进而提升技术方案的系统性和完备性。而技术方案的完善能够增强技术标准对行业未来发展的技术指导作用，从而推动技术标准形成。由此，本文提出如下假设：
H2：技术标准联盟成员合作深度能够促进技术标准形成。
技术源散性是指技术成果内部凝结的各领域技术知识整合程度[7]，体现了技术标准联盟成员将各领域技术知识通过互补嵌套凝结于技术成果的能力。考虑到联盟成员之间合作能够扩大跨领域的异质性知识储备，培养创新主体的知识吸收和整合能力，从而增强联盟内部的技术源散性，并通过后者进一步产生复合型技术成果，促进技术标准形成[7]。因此，本文认为，可将技术源散性视作技术标准联盟成员合力推进技术标准形成的中间媒介。
当联盟成员合作广度增加时，技术标准联盟能够通过扩大合作网络规模提升网络内部对技术领域的涵盖程度[22]。此时，技术标准联盟的异质性知识储备更加丰富，夯实了技术研发的知识基础。这意味着，技术标准形成的工作任务更容易根据技术领域的知识特点进行模块化分解，更有利于通过技术标准联盟成员知识专长实现特定领域技术突破，从而提升技术源散性[7]。随着合作广度增加，技术标准联盟成员能够通过行业预测与信息共享等行为，更加充分地了解行业技术需求和未来发展趋势，进而对各领域技术知识应用方向和路径产生更清晰认识[11]。进一步地，通过开展针对性技术指导和经验教学活动，技术标准联盟成员能够更迅速提高技术组合的吸收效率，从而提升技术源散性[21]。
当联盟成员合作深度增加时，合作网络的小世界效应能够提升技术标准联盟成员之间的合作默契。Su等[23]指出，在合作研发过程中，成员不但能够对特定领域知识产生更好的吸收效果，而且能够在协调工作进展实践中提升彼此对各领域知识的精细化水平。这意味着，通过吸收、整合和应用特定领域知识，技术标准联盟成员能够迅速将复杂技术组合应用于技术成果中，从而提升技术源散性。同时，当技术标准联盟成员合作深度增加时，合作网络中介中心势的存在为技术模块之间的资源分配与知识交流提供了可行路径[6]。邹思明等(2020)指出，知识流动引发的共享与溢出能够帮助技术标准联盟成员获取知识资源与有效的技术应用方法，降低成员获取知识所需成本，有利于促进合作研发过程中不同技术模块之间的衔接。这意味着，应用于研发成果中的技术组合具有更强的互补性，从而有利于提升技术源散性。
在联盟成员合作关系促进技术源散性的同时，技术源散性还能够进一步帮助技术标准联盟成员增强跨领域技术组合的互补性，进而使技术组合加速转化为技术标准。具体而言，当技术源散性被增强后，联盟成员能够更熟练掌握技术领域的分布与联系[14]，进而大幅提升获取、整合各技术领域信息的效率。Su等[24]指出，通过技术领域信息获取与整合，技术标准联盟成员能够针对技术标准形成的工作进展完善特定技术模块，保证各模块之间协同运作，进而提升技术方案对当前和未来行业发展趋势的适用性。这意味着，技术源散性增强能够提升技术标准解决未来行业跨领域技术难题的潜力，有利于提高标准联盟技术方案的行业认可度，最终推动技术标准形成。
综上所述，本文认为，技术标准联盟成员合作关系能够通过拓宽合作广度和增强合作深度提升技术源散性，推动技术标准形成。因而，本文提出如下假设：
H3：技术源散性在技术标准联盟成员合作关系与技术标准形成之间具有中介作用。
H3a：技术源散性在技术标准联盟成员合作广度与技术标准形成之间具有中介作用；
H3b：技术源散性在技术标准联盟成员合作深度与技术标准形成之间具有中介作用。
本文选取由闪联标准联盟主导制定的信息设备资源共享协同服务音频互连协议标准(简称音频互连技术标准)作为研究对象。该项技术标准来源于电信行业，由于所属技术领域内的技术专利与技术标准具有紧密联系，因而参与制定技术标准的企业会将自身技术成果列入技术标准内容中[24]。并且，该领域专利数据能够从权威专利数据库中获取，保证了研究具备较强的可重复性及研究结果的可靠性。
本文采用如下方式获取联合申请专利数据：首先，从欧洲专利局数据库检索专利标题或摘要中包含Audio Interconnection字段、国际专利分类号(IPC)以G或H开头、申请日期处于2003年7月1日—2017年11月1日(从闪联标准联盟成立至音频互连技术标准颁布)的专利数据。总计下载70 902项专利，其中由两位或多位申请人联合申请的专利数据15 682项。其次，通过英译汉和人工核查获取申请人的汉语名录，并再次进行汉译英和人工核查，以检查翻译的准确性。最后，基于闪联官方网站公布的成员名单，提取由闪联标准联盟成员联合申请的专利数据共计1 140项。
闪联标准联盟成员专利合作网络是由节点和边构成的无向加权网络，可通过G=(N,E)表示。其中，N=(n1,n2,…,nN)是节点的集合，表示联合申请专利的闪联标准联盟成员。
是边的集合，表示专利申请人通过联合申请专利表征的合作关系；wij是第i个节点与第j个节点之间连边的权重，表示同一组成员联合申请专利的频次。无向则反映了专利申请代表的合作关系并无明确指向。
由于技术标准联盟成员之间的合作会持续2～3年，在此期间，联盟成员会围绕与技术标准相关的技术研发、专利集成、标准方案撰写等活动维持合作关系[24]。因此，本文假设联盟成员通过联合申请专利开展一段合作关系的维持时间为3年，采用连续3年滚动方式构建专利合作网络并计算网络相关指标。闪联标准联盟主导的音频互连技术标准专利合作网络如图1所示。
(1)技术标准形成测度。技术标准形成测度主要根据Ernst(1997)、海本禄等(2020)的研究成果，采用音频互连技术专利累计申请量表征技术标准形成。首先选取2005—2017年为待测年份，然后，分别选取从2003年至待测年份之间音频互连技术领域的专利累计申请量，经整理后获得13个时间节点构成的时间序列数据。
图1 音频互连技术标准专利合作网络
(2)技术标准联盟成员合作关系测度。技术标准联盟成员合作关系通过上述第(n-2)～n年专利合作网络相关指标进行测度。技术标准联盟成员合作广度测度参考刘凤朝等[25]、Blind等[26]关于专利合作网络的研究成果，采用网络规模和平均度两个指标。其中，网络规模是指网络中的节点数量，能够从整体网络角度判断技术标准联盟成员合作广度；平均度是指网络中节点度数总和与节点数量的比值，能够从个体网络角度判断技术标准联盟成员合作广度。技术标准联盟成员合作深度测度借鉴陈伟等(2011)、Watts等[27]的相关研究成果，采用小世界效应和中介中心势两个指标。其中，小世界效应是指平均集聚系数与平均路径长度的比值，能够通过网络中的局部集团化现象反映技术标准联盟成员合作深度；中介中心势是指网络中经过某一节点的最短路径比例分布，能够通过网络中节点的信息桥接现象反映技术标准联盟成员合作深度[11]。
(3)技术源散性测度。本文首先借鉴邹乐乐(2019)的研究成果，从专利数据中筛选国际专利分类号(IPC)的小类编号(IPC的前4位字符)，以区分专利所属技术领域；然后，采用前文所述的连续3年滚动方式，统计第(n-2)～n年累计的联合申请专利数据中包含的IPC小类编号数量；最后，考虑到不同年份专利文献因知识老化特性可能对技术标准形成产生非线性影响，本文参考朱红艳等[28]的研究成果，将IPC小类编号数量取指数函数值，用以测度第n年闪联标准联盟具备的技术源散性。
(4)控制变量测度。本文选取网络密度和接近中心势作为控制变量。其中，网络密度是网络中拥有边数与可能存在的最大边数之比，能够通过节点互动程度影响网络运营与管理效率，进而对技术标准形成造成影响[17]；接近中心势是指网络整体接近集中程度，能够通过节点距离变动影响节点资源获取效率和动态应变能力，进而对技术标准形成产生影响[12]。
本文对各指标数据进行描述性统计，并采用Pearson检验方法验证变量之间的自相关性，结果如表1所示。结果显示，各变量之间的相关系数均未超过0.7，可认为各变量之间并不存在显著自相关性，因此可以加入回归模型中进行下一步分析。
(1)联盟成员合作广度影响技术标准形成的假设检验。本文采用SPSS25.0软件检验联盟成员合作广度与技术标准形成之间的关系，以专利累计申请量为因变量，以网络密度和接近中心势为控制变量，分别引入网络规模、平均度作为自变量，建立关于技术标准形成的回归方程，并通过回归分析检验研究假设。表2显示了联盟成员合作广度对技术标准形成的影响回归分析结果。
表1 描述性统计与相关性分析结果
变量专利累计申请量网络密度接近中心势网络规模平均度小世界效应中介中心势技术源散性专利累计申请量1网络密度0.721接近中心势0.820.191网络规模0.79**0.370.341平均度0.75***0.540.170.151中介中心势0.53*0.630.280.290.261小世界效应0.67*-0.18-0.35-0.200.43-0.181技术源散性0.86**0.370.65**0.82***0.79*0.75**0.71*1均值1.60*1040.0030.03972.930.7030.0260.10183.154标准差2.13*1040.0030.02758.250.6580.0180.17825.784
注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001；下同
表2 联盟成员合作广度与技术标准形成之间关系检验结果
变量模型1模型2模型3控制变量网络密度0.005**2.236*-0.582*接近中心势0.939*-2.952-0.809**自变量网络规模-0.902*网络规模二次项2.377*平均度0.002*平均度二次项1.171***R20.8020.9470.759Adj-R20.7990.9450.756F检验6.470**5.212*5.385*
模型2结果显示，网络规模二次项系数为正(β=2.377，p<0.05)，且在5%的显著性水平下通过检验。此时，U型曲线拐点对应的网络规模约为74，未超过专利合作网络规模的最大值153。模型3结果显示，平均度二次项系数显著为正(β=1.171，p<0.001)，且在5%的显著性水平下通过检验。此时，U型曲线拐点对应的平均度约为1.206，未超过专利合作网络平均度的最大值2.03。由此可见，技术标准联盟成员合作广度与技术标准形成之间存在显著U型关系，H1成立。
(2)联盟成员合作深度影响技术标准形成的假设检验。本文进一步检验联盟成员合作深度与技术标准形成之间的关系，结果如表3所示。模型4、5结果显示，小世界效应、中介中心势与技术标准形成的关系均未能通过检验(β=0.591，p>0.05；β=4.692，p>0.05)，说明联盟成员合作深度与技术标准形成之间的线性关系不显著。进一步地，本文借鉴贾晓霞等[10]的研究成果，将专利累计申请量的对数值作为被解释变量，对小世界效应、中介中心势对技术标准形成的非线性影响进行检验。
表3 联盟成员合作深度与技术标准形成之间关系检验结果
变量模型4模型5模型6模型7模型8控制变量网络密度2.7190.4022.304**2.217*0.690*接近中心势-1.473*0.530-1.409*-1.272*-0.302自变量小世界效应0.5910.609*中介中心势0.4620.51414.506*中介中心势的二次项-0.163***R20.6050.5300.6720.6390.766Adj-R20.6030.5270.6890.6250.762F检验1.8942.7698.976***6.784**9.075***
模型6结果显示，小世界效应的系数为正(β=0.609，p<0.05)，且在5%的显著性水平下通过检验，说明小世界效应与技术标准形成之间正相关。模型7、8结果显示，中介中心势的二次项系数为负(β=-0.163，p<0.001)，且在0.1%的显著性水平下通过检验，说明中介中心势与技术标准形成之间具有显著倒U型关系。此时，倒U型函数拐点对应的中介中心势为1.774，超过实际取值范围[0,1]。表明在中介中心势值域内，中介中心势与技术标准形成正相关。因而，联盟成员合作深度能够促进技术标准形成，H2成立。
同时，小世界效应、中介中心势均与累计申请专利数量的对数值显著相关，说明联盟成员合作深度对技术标准形成的促进作用随着联盟成员合作深度增加而进一步增强。原因在于，在联盟成员合作深度促进技术标准形成过程中，知识要素发挥着重要作用。由于知识要素具有边际效益递增特性[8]，并且合作研发产生的技术成果能够作为后续技术研发所需资源，因此成员间深度合作产生的技术知识能够通过“滚雪球”形式，使创新成果产生效率和内在技术水平都得到更大幅度提升，从而使联盟成员合作深度对技术标准形成的促进作用随着前者的增强而进一步增强。
本文借鉴温忠麟等[29]的研究成果，检验技术源散性在联盟成员合作关系与技术标准形成之间的中介作用。首先，本文通过表2、3的回归检验结果验证了自变量与因变量显著相关(β=2.377，p<0.05；β=1.171，p<0.001；β=0.609，p<0.05；β=-0.163，p<0.001)。其次，通过表1的相关性检验结果验证了自变量与中介变量显著相关(r=0.82，p<0.001；r=0.79，p<0.05；r=0.75，p<0.01；r=0.71，p<0.05)。最后，本文将技术标准联盟成员合作广度、技术标准联盟成员合作深度与技术源散性同时引入回归方程中，结果如表4所示。
表4 技术源散性的中介作用检验结果
变量模型9模型10模型11模型12控制变量网络密度0.719-0.0070.2840.629*接近中心势-1.333*-0.0950.207-0.279自变量网络规模-0.890**网络规模二次项2.262**平均度-0.172**平均度二次项0.963***小世界效应0.208*中介中心势9.142**中介中心势二次项-0.104*中介变量技术源散性0.864*0.321**0.502**0.293**R20.9150.9030.8520.907Adj-R20.9040.8960.8390.886F检验9.212***6.385**6.308**8.431**
模型9、10结果显示，在网络规模二次项、平均度二次项显著的情况下(β=2.262，p<0.01；β=0.963，p<0.001)，技术源散性在5%的显著性水平下通过检验(β=0.864，p<0.05；β=0.321，p<0.01)。因而，技术源散性在联盟成员合作广度与技术标准形成之间存在部分中介作用，H3a成立。模型11、12结果显示，在小世界效应、中介中心势显著的情况下(β=0.208，p<0.05；β=-0.104，p<0.05)，技术源散性在5%的显著性水平下通过检验(β=0.502，p<0.01；β=0.293，p<0.01)。因而，技术源散性在联盟成员合作广度与技术标准形成之间存在部分中介作用，H3b成立。由此，H3通过验证。
此外，网络规模、平均度与联合申请专利的IPC小类编号数量指数函数值之间存在线性关系，说明联盟成员合作广度对技术源散性的促进作用随着联盟成员合作广度增加而削弱。原因在于，随着标准技术研发工作深入，技术标准联盟成员开展合作研发的资源渠道逐渐趋于稳定，并且研发工作涉及的技术领域也逐渐确立，导致联盟成员在新的技术领域内缔结合作关系的迫切性逐渐削弱。因而，随着技术标准联盟成员合作广度增加，其对技术源散性的促进作用会逐渐削弱。
本文构建了技术标准联盟成员合作关系对技术标准形成的作用模型，并通过闪联标准联盟成员专利合作网络的拓扑指标验证了本文研究假设。研究结果表明，技术标准联盟成员合作广度与技术标准形成之间存在U型关系，技术标准联盟成员合作深度对技术标准形成具有促进作用，技术源散性在技术标准联盟成员合作关系与技术标准形成之间存在部分中介作用。
本文理论贡献主要体现在两个方面。一方面，现有研究虽已从多重视角出发分析了技术标准形成的影响因素，但是技术标准联盟成员合作关系对技术标准形成的影响尚未受到广泛关注。因此，本文基于合作广度和深度两个维度构建技术标准联盟成员合作关系影响技术标准形成的理论模型，明晰了联盟成员间关系因素对技术标准形成的影响，进一步弥补了现有研究对技术标准形成影响因素研究的不足。另一方面，已有研究通过不同路径分析了企业合作行为对科研绩效的影响，然而，当前关于技术标准联盟成员合作关系的相关研究以定性分析和仿真分析为主，较少借助社会网络分析进行定量研究。因此，本文采用网络拓扑指标测度并描述技术标准形成过程中技术标准联盟成员合作关系的特征维度，定量分析在此过程中技术标准联盟成员合作关系网络的结构属性，为深入分析技术标准联盟成员合作关系对技术标准形成等科研工作的影响提供了新途径。
基于上述研究结论，本文建议从以下几方面入手推动技术标准形成工作：
首先，拓宽联盟成员合作广度，推动技术标准形成。技术标准联盟成员应当利用专利协商机会进一步开辟新的技术合作关系，增加成员合作广度，进而为异质性知识共享拓宽渠道。主动发挥自身优势，实现技术标准在技术研发与专利集成工作中的优势互补，不断增强合作研发的规模效应，促使技术成果不断涌现，从而增强技术方案的完备性和系统性[16]。同时，应当针对行业技术轨迹进行深刻分析，准确挖掘技术领域空白，减小重复研发风险，提升企业及联盟整体资源利用效率，缩短技术标准响应行业发展需求所需时间，最终推动技术标准形成[18]。
其次，增强联盟成员合作深度，促进技术标准形成。技术标准联盟成员应当根据技术研发环境需要，主动与技术特性相似或互补的成员开展紧密合作，在合作研发过程中增强合作默契，进一步发挥协同效应，进而提升技术成果转化效率。同时，将深度合作研发产生的阶段性技术成果转化为后期持续研发所需技术资源，并增强研发人才培养力度，提高技术知识代际转移效率，提升研发团队科研潜能和技术组合互补程度，引发消费者对技术标准产品组合的依赖，促使消费者锁定技术标准，从而推动技术标准形成[30]。
最后，充分发挥技术源散性的中介作用，推进技术标准形成。一方面，加速构建技术知识体系，推动异质性知识获取、整理和总结工作，增强技术标准联盟的技术源散性，从而增强合作研发的协同效应，促进复合型技术成果生成，最终推进技术标准形成[22]。另一方面，加强科研团队建设和复合性人才培养工作，通过深化技术领域认知和增强技术任务协调性，提高知识利用能力，增强技术标准联盟的技术源散性，进一步提高技术标准针对行业内现存和潜在技术问题的对接程度，提升技术标准的使用价值，最终推动技术标准形成[10]。
本研究在以下两方面尚存在局限：一方面，本文选取数据中仅含有专利数据，在测度变量时可能具有一定局限性；另一方面，本文仅选取由闪联标准联盟主导制定的单项技术标准进行分析，在样本选取上相对单一。因此，后续研究将继续探讨联盟成员合作关系影响技术标准形成的具体路径，并采用多元数据进一步完善变量及各维度测度指标，从而丰富研究的理论框架和实证数据，增强结论的普适性。
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