At present, the formulation of technical standards as an important way to integrate into the innovation network has attracted the attention of scholars. Most existing studies focus on the role of technical standards in improving information asymmetry, reducing business operational risks, and constraining technological diversity. Few literatures examine the innovative effects of technical standard formulation from the perspective of the innovation network, especially the impact on breakthrough innovation. Moreover, relevant studies are mainly based on theoretical analysis; due to the difficulty of collecting information on the technical standardization of microenterprises, there is a lack of empirical studies that systematically examine the relationship between technical standardization and breakthrough innovation of SRDI enterprises. From the perspective of innovation network, the innovation network formed by the formulation of technical standards can help SRDI enterprises achieve subversive goals through knowledge sharing and resource complementarity among innovation subjects.
Hence, in order to explore the impact of technical standardization on the breakthrough innovation of SRDI enterprises and its functioning mechanism from the perspective of innovation network, this study takes breakthrough innovation as the dependent variable and the formulation of technical standards as the independent variable, and selects enterprise size, growth rate of business income, cash flow, property rights nature, enterprise age, asset-liability ratio, and enterprise performance as control variables to establish the model. It then takes the listed SRDI enterprises announced by the state since 2019 as a sample, and the final sample obtained includes 960 SRDI listed companies, of which 668 samples have participated in the formulation of technical standards, and 292 samples have never participated in the formulation of technical standards, with a total of 7 723 observations.
It is concluded that, firstly, the formulation of technical standards can significantly promote the breakthrough innovation of SRDI enterprises. Secondly, the impact of technical standard setting is more significant in non-state-owned enterprises, enterprises with stronger absorptive capacity and enterprises with higher proportion of female supervisors. Thirdly, the formulation of technical standards can promote the breakthrough innovation of SRDI enterprises by broadening the knowledge breadth and improving innovation efficiency. Fourth, the supplier’s technical standard setting has significantly improved the breakthrough innovation of SRDI enterprises. However, due to the substitutability and specificity of input, the innovation spillover effect of customer technology standard setting is not significant.
This study has made contributions in three aspects. Firstly, following the theory of innovation networks, the study explores the relationship between standard setting and breakthrough innovation in SRDI enterprises, and verifies its mechanism from the perspectives of knowledge breadth and innovation efficiency, which enriches and supplements relevant research. Secondly, the study attempts to shift the present research focus from incremental innovation to breakthrough innovation, actively exploring new technological paradigms and unknown knowledge areas, and deepening existing research on SRDI enterprise innovation. Thirdly, utilizing the supplier and customer data of SRDI enterprises, the study characterizes the innovation interaction effects of upstream and downstream enterprises in the ecosystem, and by the end it proposes to pay full attention to the technological changes of suppliers and customers, actively carry out strategic learning, promote upstream and downstream integration and collaborative innovation.
“专精特新”企业是解决我国关键核心技术“卡脖子”难题的中坚力量,在增强产业链供应链韧性、建设现代化产业体系中发挥至关重要的作用[1]。改革开放40多年来,得益于渐进式追赶战略,中国凭借后发优势进行科技创新,解决了大多数产业中的组装成套设备问题。然而,部分核心基础零部件、关键基础材料、先进基础工艺和产业技术基础等“专精特新”领域始终未取得突破性进展,重点产业环节长期依赖进口(刘宝,2020)。2021年7月30日召开的中共中央政治局会议强调,“要强化科技创新和产业链供应链韧性,加强基础研究,推动应用研究,开展补链强链专项行动,加快解决‘卡脖子’难题,发展专精特新中小企业”。党的二十大报告提出,“实施产业基础再造工程和重大技术装备攻关工程,支持专精特新企业发展”。由此可见,破解“卡脖子”难题、提升产业基础和重大技术装备水平,需要重视“专精特新”企业创新发展,特别是突破式创新(夏清华和朱清,2023)。我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段,应加快提升“专精特新”企业突破式创新能力,以科技创新催生发展新动能,从而实现依靠创新驱动发展的内涵型增长。
突破式创新强调超越现有技术轨道的不连续跃迁发展,蕴含“创造性破坏”思想[2]。然而,技术知识发展具有累积性,技术进步具有明显的路径依赖特征[3],因而企业技术开发活动以渐进式创新为主[4-5]。随着逆全球化思潮涌动和国际产业链重组态势凸显,如何推动突破式创新以获取持续竞争优势成为学界和业界共同关注的重点议题。梳理现有文献发现,学者们大多基于资源编排理论、资源基础理论等视角解释企业突破式创新[6],对外部市场路径的关注度不高[7],对于如何通过内外部市场协同驱动突破式创新缺乏足够的重视。事实上,单个企业并不具备突破式创新所需的全部知识与资源,取而代之的是多主体参与、多要素协同、多阶段衔接的复杂动态过程[8]。近年来,科技合作成为企业整合跨领域创新资源、突破产业创新壁垒的重要途径[9]。因此,如何依托创新网络,借助创新主体间知识共享和资源互补推动“专精特新”企业突破式创新是亟待解决的难题[10]。
当前,作为融入创新网络的重要方式,技术标准制定得到学者们广泛关注[11]。随着新一轮科技革命与产业变革深化,面向未来、前沿的技术标准研制与科技创新同步趋势愈发明显,企业从技术标准的被动执行者转变为主动参与者,积极以共同标准为基础搭建创新网络,通过技术合作、专利共享、市场协调等方式突破技术壁垒,进而带动产业链、供应链跃迁升级。现有研究大多关注技术标准在缓解信息不对称[12]、降低企业运营风险[13]、抑制技术多样性[14]等方面的作用,探讨技术标准“背书”带来的网络外部效应[15]、成本节约效应[16]、资源积累效应[17]、组织优化效应[18]对企业创新的影响,鲜有从创新网络视角考察技术标准制定的创新效应,特别是对突破式创新的影响效应。此外,相关研究以理论分析为主,由于微观企业技术标准制定信息收集较为困难,系统考察技术标准制定与“专精特新”企业突破式创新关系的实证研究较为匮乏。基于此,本文以国家自2019年以来公布的“专精特新”上市企业为样本,从创新网络视角深入探讨技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响及作用机制。
相较于已有研究,本文可能的边际贡献如下:第一,从创新网络视角探讨标准制定与“专精特新”企业突破式创新间的关系,并基于知识宽度和创新效率视角验证其作用机制,是对相关研究的丰富。第二,尝试将研究内容从渐进式创新转向突破式创新,积极探索新技术范式和未知知识领域,以期深化现有“专精特新”企业创新研究。第三,基于“专精特新”企业供应商、客户技术标准制定数据,探讨供应链的创新溢出效应,对推动产业链、供应链上下游整合和协同创新具有重要实践价值。
技术标准制定是以满足产业共性技术需求为导向的创新网络。所谓技术标准制定,是指由政府部门或产业组织发起,与相关企业、高校、科研机构、用户等利益相关者共同研讨和制定产业领域内技术规范的过程[19]。上述过程一般涉及多项技术专利提案的收集、筛选、论证、整合和优化,并在多方共同见证下确定其合法性,有助于企业明确技术方向、实现知识共享与交流,进而与各主体建立合作关系[20]。由此可见,技术标准制定可视为由多方参与主体交流协作形成的创新网络,通过加速驱动原始技术转换与新技术孵化、形成及扩散,实现各主体价值共享和共创。
创新网络理论认为,随着知识、技术不断积累与发展,创新活动逐渐呈现出网络化、开放化、协作化特征,突破式创新更是如此。不同于对现有技术进行优化的渐进式创新,突破式创新需要综合运用跨领域知识与资源,能够带来技术和市场颠覆式发展[21]。技术标准制定所形成的创新网络在企业突破式创新中发挥关键作用。技术标准创新网络所带来的资源整合与优化、知识共享与传递、风险共担与优势互补等,可为企业突破式创新提供支撑[22]。企业所在技术标准创新网络中的主体数量越多、知识交流越频繁、知识属性越互补,越易实现突破式创新(Ahuja,2000)。“专精特新”企业易受资源约束与合法性悖论的影响,技术标准制定所形成的创新网络有助于其获取突破式创新所需的跨领域知识与资源,通过知识共享和资源互补实现创新目标。基于此,本文提出以下假设:
H1:技术标准制定能够推动“专精特新”企业实现突破式创新。
1.2.1 知识宽度的作用机制
知识搜寻是企业实现突破式创新的关键。知识宽度越大,表明知识搜寻覆盖范围越广,技术多元化程度越高,企业越容易脱离原有技术轨道进行跃迁式探索,其突破式创新能力越强。知识基础理论认为,异质性知识是企业价值创造和独特竞争优势的来源(Porter,1980)。作为战略性资源的重要基础,关键知识是企业实现技术跃迁的重要前提。“专精特新”企业知识匮乏、整体竞争力较弱,一定程度上限制了其技术自主化,技术标准制定所形成的创新网络对关键知识获取发挥重要作用。一方面,企业能够从技术标准创新网络中获取显性知识(技术文档、专利、研究报告)和隐性知识(与相关企业、研究机构、专家交流与合作等)[22],丰富其技术跃迁所需的跨领域知识,有助于企业突破原有技术路径[23],拓展既有技术能力边界,进而推动突破式创新活动顺利开展。另一方面,技术标准创新网络有助于企业协同创新。标准能够为技术模块化提供坚实的基础,基于标准的组件具有兼容性和可操作性,遵循共同技术标准的企业能够迅速在创新网络中匹配到合作伙伴,实现技术、知识交流与互动。这有助于企业整合、创建、重构内外部知识,拓宽知识宽度,加快突破式创新进程。基于此,本文提出以下假设:
H2a:技术标准制定有助于“专精特新”企业拓宽知识宽度,进而实现突破式创新。
1.2.2 创新效率的作用机制
创新效率能够反映企业资源整合能力和快速响应能力,决定其实现突破式创新的可能性。创新效率较高的企业能够以较快速度进行技术调整,为突破式创新提供更为宽松的容错空间(何郁冰等,2023)。然而,由于突破式创新活动的复杂性、风险性和周期性等特征,受制于资源约束,“专精特新”企业内部研发投资不足,不利于突破式创新活动顺利开展。因此,技术标准制定所形成的创新网络对“专精特新”企业创新效率提升发挥重要作用。一方面,技术标准创新网络有助于各创新主体间实现资源共享和优势互补,通过合作共同分担研发成本和风险,克服单个企业内部研发投资不足的问题[24],能够有效提升企业创新效率。另一方面,技术标准创新网络以产业共性技术需求为核心,能够为企业提供前沿技术发展相关信息[25]。这种信息优势有助于企业掌握技术发展趋势、减少重复投入、加速研发进程,从而实现突破式创新。基于此,本文提出以下假设:
H2b:技术标准制定有助于“专精特新”企业提升创新效率,进而实现突破式创新。
综上,本文构建理论框架如图1所示。
图1 理论框架
Fig.1 Theoretical framework
本文检验技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响,构建公式如下:
Bkinnovationit=β0+β1Standardit+θXit+Provincej+Yeart+εit
(1)
式(1)中,被解释变量Bkinnovationit表示企业i在t年的突破式创新水平;Standardit表示企业技术标准制定程度,其估计系数为β1,为本文核心解释变量,X表示一系列控制变量集合;Provincej表示省份固定效应,Yeart表示年份固定效应;εit为随机干扰项。
2.2.1 被解释变量:突破式创新(Bkinnovation)
突破式创新是对新技术范式和未知知识领域的积极探索,代表某领域技术前沿,能够引领整个行业技术发展方向。突破式创新具有显著技术优势和创新性,能够迅速被其它企业、研究机构或个人关注、学习和引用。专利被引证次数可作为企业创新影响力的重要表征,因而参考范明珠等(2023)的做法,本文采用企业申请专利被引证次数加1后取自然对数衡量突破式创新水平。
2.2.2 解释变量:技术标准制定(Standard)
本文利用网络爬虫技术从天眼查网页上抓取、整理“专精特新”上市企业标准制定信息,并基于企业主导和参与研制技术标准的数量构建相关指标。具体地,通过网络爬虫获取的信息包括标准号、标准级别、标准名称、起草单位和发布日期。按照《中华人民共和国标准化法》的分类方法,标准级别有国家标准、行业标准、地方标准、团体标准、企业标准5类。考虑到本文探讨创新网络视角下技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响,因而剔除企业标准信息。标准名称能够提供标准的专业性质信息,包括技术标准、管理标准和工作标准3类。其中,技术标准的技术含量最高,本文仅研究企业技术标准制定,因而剔除标准中的管理标准和工作标准。随着科学技术发展,一项技术标准对企业生产经营活动的影响会逐渐减弱。《国家标准管理办法》规定,“国务院有关行政主管部门、有关行业协会或者技术委员会应当根据实施信息反馈、实施效果评估情况,以及经济社会和科学技术发展的需要,开展国家标准复审,提出继续有效、修订或者废止的复审结论,报国务院标准化行政主管部门。复审周期一般不超过五年”。因此,本文选择5年作为技术标准发挥作用的有效期限,采用企业近5年参与技术标准制定(NewStandard)总数加1后取自然对数衡量企业技术标准制定程度,动态考察技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响,具体计算如式(2)所示。
Standardit=ln(NewStandardi,t-4+NewStandardi,t-3+
NewStandardi,t-2+NewStandardi,t-1+
NewStandardi,t+1)
(2)
2.2.3 控制变量
借鉴高智林等[26]的研究思路,本文选取企业规模、营业收入增长率、现金流量、产权性质、企业年龄、资产负债率和企业绩效作为控制变量,具体变量含义如表1所示。
表1 主要变量定义
Table 1 Definitions of main variables
变量名称变量符号 定义突破式创新Bkinnovation(企业申请专利被引次数+1)的自然对数技术标准制定Standard见式(2)企业规模emp企业职工人数的自然对数营业收入增长率growth(当年营业收入-上年营业收入)/上年营业收入现金流量cflow经营活动产生的现金流净额/总资产产权性质pro若为国有控股赋值为1,非国有控股则赋值为0企业年龄age(当年年份-企业成立年份+1)的自然对数资产负债率lev总负债/总资产企业绩效roe净利润/平均股东权益
本文根据中华人民共和国工业和信息化部(以下简称“工信部”)发布的前五批国家级“专精特新”企业名单,匹配2011—2023年上市企业数据后得到的“专精特新”上市企业样本作为研究对象,主要基于以下考虑:首先,由于年报发布上的监管要求,以及发布时间上的连续性,选择上市企业能够确保数据可得性;其次,“专精特新”企业数量正逐年增加,其中上市企业样本不论是质量上还是特点上都具有代表性;最后,上市企业披露的公开信息丰富,能够满足量化数据分析需求。据此,本文聚焦“专精特新”上市企业。因“专精特新”概念于2011年7月由工信部首次提出,故本文以2011年作为样本起始年份。数据来源方面,本文通过网络爬虫技术从天眼查网页上抓取、整理“专精特新”上市企业技术标准制定信息,企业专利发表、引用数据、供应商和客户信息来源于CNRDS数据库,企业财务数据均来源于CSMAR数据库。最终,获得的960个“专精特新”上市企业样本,其中668个样本参与过技术标准制定,292个样本未参与技术标准制定,共7 723个观测值。变量描述性统计结果见表2。
表2 描述性统计结果
Table 2 Results of descriptive statistics
变量观测值平均值标准差最大值最小值Bkinnovation7 7231.229 61.448 06.16120Standard7 7230.881 60.795 44.574 70emp7 7236.495 50.708 18.302 54.875 2 growth7 7230.160 80.328 01.578 5-0.527 0cflow7 7230.027 80.071 80.221 6-0.193 2pro7 7230.069 90.255 010age7 7232.703 20.459 23.434 00.693 1lev7 7230.329 10.172 60.773 30.044 7roe7 7230.111 90.116 50.459 5-0.368 2
本文利用式(1)验证技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响,回归结果如表3所示。表3列(1)~(3)汇报了加入控制变量、省份和年份固定效应的实证结果。结果显示,Standard的估计系数均在1%水平上显著为正。由此可见,技术标准制定能够推动“专精特新”企业实现突破式创新,假设H1得证。究其原因,一方面,技术标准制定所形成的创新网络不仅有助于“专精特新”企业从外部获取关键技术知识,而且有助于企业间实现技术合作、专利共享、市场协调等,从而为“专精特新”企业突破式创新奠定基础。另一方面,技术标准创新网络能够推动创新主体间实现资源共享和优势互补,通过共担研发成本和风险、发挥信息优势加速研发进程,从而提升“专精特新”企业突破式创新能力。
表3 基准回归结果
Table 3 Benchmark regression results
注:“*、**、***”分别表示在10%、5%、1%水平上显著,括号内为聚类到个体层面的稳健标准误,下同
变量(1)(2)(3)BkinnovationStandard0.234 2***0.100 7***0.157 5***(0.020 5)(0.019 7)(0.038 2)emp0.525 5***0.581 4***(0.023 0)(0.050 2)growth0.652 1***0.577 9***(0.047 2)(0.051 5)cflow0.193 60.714 3**(0.222 5)(0.326 2)pro0.316 5***0.154 1(0.059 7)(0.160 7)age0.421 7***0.788 8***(0.034 7)(0.073 6)lev-1.393 3***-1.429 5***(0.096 4)(0.173 7)roe-2.077 6***-3.232 3***(0.137 8)(0.232 9)Constant1.023 1***-2.853 8***-4.109 7***(0.024 4)(0.168 3)(0.361 9)省份固定NONOYES年份固定NONOYESR20.016 60.171 00.353 4N7 7237 7237 723
3.2.1 内生性问题讨论
一方面,技术标准制定能够帮助“专精特新”企业获取外部知识、实现资源共享,从而实现突破式创新;另一方面,突破式创新能力较强的“专精特新”企业具有明显技术和市场优势,更可能主导或参与行业内技术标准制定。此外,作为多主体参与、多要素协同、多阶段衔接的复杂动态过程,“专精特新”企业突破式创新不仅受显性变量的影响,而且受许多不可观测的隐性变量影响。因此,从技术标准制定与“专精特新”企业突破式创新的互动关系看,上述基准估计模型很大程度上存在因遗漏变量和双向因果关系导致的内生性问题。
本文采用工具变量法进行内生性问题检验。一般来说,外在制度变量是较为合适的选择。借鉴刘小鲁[27]的研究成果,本文选取企业所在省市标准化技术委员会数量,并根据标准化技术委员会发挥作用的起始年份确定工具变量。标准化技术委员会是由国务院标准化主管部门根据工作需要,依法在一定专业领域内建立的从事标准起草、技术审查等标准化服务的技术工作机构。地方标准化技术委员会是区域标准化工作的重要组成部分,其数量、质量、布局能够直接反映区域科技创新和技术标准化实力,但不与企业突破式创新水平直接相关,因而选择区域标准化技术委员会数量构建工具变量具有一定的合理性。标准化技术委员会发挥作用的年份以委员会初次组织标准研制、修订的年份为准,最终采用得到的工具变量解决本文内生性问题。
为检验工具变量的相关性与外生性,表4列(1)~(2)分别为采用工具变量的第一阶段和第二阶段回归结果。其中,列(1)回归结果显示,工具变量Committee的估计系数在1%水平上显著为正,满足相关性假设。关于工具变量的外生性,Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%水平上显著,拒绝工具变量识别不足的原假设;Cragg-Donald Wald F统计量大于Stock-Yogo弱工具变量识别F检验在10%显著性水平上的临界值,拒绝弱工具变量的原假设。此外,实证结果显示,Hansen J统计量为0.000,表明模型需要进行排他性检验。也就是说,若工具变量对“专精特新”企业突破式创新的作用渠道仅为技术标准制定,则说明工具变量与干扰项不相关,即工具变量是外生的。借鉴主流文献的做法,本文采用工具变量对被解释变量的单独回归和纳入核心解释变量后的二次回归结果进行综合判定(Acemoglu等,2003),结果如表4列(3)所示。单独回归中,Committee的估计系数显著为正,列(4)纳入解释变量Standard后,Committee的估计系数不显著。由此,工具变量的外生性条件得到满足。以上检验表明,本文选取的工具变量满足相关性和外生性假设,工具变量选择合理。列(2)中Standard的估计系数在1%水平上显著为正,与表3基准估计结果保持一致。由此可见,本文结论具有较好的稳健性。
表4 工具变量检验结果
Table 4 Test results of instrumental variables
变量(1)Standard(2)(3)(4)BkinnovationStandard4.201 2***0.136 2***(0.797 0)(0.037 6)Committee0.058 3***0.314 1***0.057 9(0.016 6)(0.028 6)(0.078 8)控制变量YESYESYESYES省份固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESKleibergen-Paap rk LM statistic21.358***Cragg-Donald Wald F statistic107.834[16.38]Hansen J0.000 0N7 7237 7237 7237 723
3.2.2 其它稳健性检验
(1)替换被解释变量。除专利被引次数外,发明专利数量被学者用来衡量企业突破式创新能力,两者相互补充,共同反映企业创新能力和技术实力。基于此,本文选取企业发明专利数量加1后取自然对数衡量突破式创新(Bkinnovation),将其重新代入基准模型进行检验。与实用新型和外观设计专利不同,申请发明专利需要经过实质审查阶段,企业需要承担相对高昂审查成本。可见,在3类专利中,发明专利技术含量最高,企业申请发明专利数量越多,就越接近前沿技术。因此,发明专利可作为“专精特新”企业突破式创新的重要表征。表5列(1)汇报了替代被解释变量后的估计结果,Standard的估计系数在1%水平上显著为正,与前文基准回归结果保持一致。
表5 其它稳健性检验结果
Table 5 Other robustness test results
变量更换被解释变量(1)Patent更换解释变量删除直辖市样本(2)(3)BkinnovationStandard0.137 6***0.125 2***(0.021 4)(0.041 1)Standard_dum0.226 2***(0.076 1)控制变量YESYESYES省份固定YESYESYES年份固定YESYESYESR20.282 10.351 40.354 2N7 7237 7236 240
(2)替换解释变量。本文选取“专精特新”企业技术标准制定数量作为解释变量,虽然能够体现企业间技术标准制定程度差异,但忽略了企业是否参与技术标准制定这一行为的影响差异。基于此,本文将技术标准制定数量大于等于1赋值为1,其余赋值为0,通过构建虚拟变量进行稳健性检验。表5列(2)汇报了基于技术标准制定行为的估计结果,Standard_dum的估计系数在1%水平上显著为正,再次验证基准回归结果的稳健性。
(3)剔除直辖市样本。与其它城市相比,直辖市作为直接受中央政府管辖的城市,通常拥有更多资源聚集和发展机会,能够获得更多政策和发展福利,更可能产生“专精特新”企业。因此,本文剔除企业注册地为直辖市的样本进行重新估计,结果如表5列(3)所示。以上稳健性检验结果同基准回归结果一致。
3.3.1 企业产权性质
中国制度背景下,技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响可能会因产权性质不同而存在差异。相较于非国有企业,国有企业拥有政府“背书”,能够在业务开展中表现出较强的竞争力。非国有企业特别是非国有中小企业,囿于人才、资金和技术等限制,需要来自外部技术、知识和资金才能确保突破式创新活动顺利开展。因此,相较于国有企业,技术标准制定更易通过拓展知识宽度、提升创新效率推动非国有企业实现突破式创新。为了验证以上论述,本文进一步将样本划分为国有企业与非国有企业。表6显示,列(1)国有企业样本回归结果中Standard的估计系数并不显著,列(2)非国有样本回归结果中Standard的估计系数在1%水平上显著,且组间系数差异在1%水平上显著。由此表明,相较于国有“专精特新”企业,技术标准制定对非国有“专精特新”企业突破式创新的影响更显著。
表6 异质性检验结果
Table 6 Heterogeneity test results
变量国有企业非国有企业吸收能力弱吸收能力强监管层女性少监管层女性多(1)(2)(3)(4)(5)(6)Standard-0.050 90.169 5***0.087 0*0.155 0***0.107 6*0.184 7***(0.178 0)(0.038 7)(0.052 4)(0.045 2)(0.050 1)(0.048 3)控制变量YESYESYESYESYESYES省份固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESR20.507 80.356 60.386 50.361 80.360 60.383 3N5407 1833 8833 8403 8273 896
3.3.2 企业吸收能力
吸收能力是企业对外部知识进行识别、吸收和消化的能力,其与创新绩效密切相关。理论上,吸收能力较强的企业更易从技术标准创新网络中识别、学习与利用关键技术、知识和资源,并将其转化为有助于突破式创新的能力(黄磊等,2023)。为验证这一论断,借鉴主流文献的做法,本文采用研发投入强度(研发投入/销售收入)度量企业吸收能力,并基于样本中位数进行分组检验,结果如表6列(3)(4)所示。列(3)报告了吸收能力较弱的企业样本回归结果,Standard的估计系数在10%水平上显著,列(4)为吸收能力较强的企业样本回归结果,Standard的估计系数在1%的水平上显著,且其组间系数差异在5%水平上显著。由此表明,吸收能力较强的企业可以在技术标准创新网络中获取关键技术、知识和资源,并根据自身需求对其加以理解、吸收和消化,进而实现突破式创新。
3.3.3 企业监管层性别结构
合理监管层性别结构能够在企业成长过程中发挥性别优势。一般而言,男性高管把控宏观战略发展,女性高管在具体经营管理中扮演协调者、沟通者和创意者角色,两者在企业战略决策制定与协同创新过程中相互配合,帮助企业获取持续竞争优势。监管层女性比例较低会导致团队缺乏避险意识、过度自信、偏好激进战略、抗风险能力较弱,因而不利于企业突破式创新(朱丹阳和李绪红,2024)。为验证这一论断,本文使用监管层女性比例度量企业监管层性别结构,并基于样本中位数进行分组检验,结果如表6列(5)(6)所示。列(5)报告了监管层女性比例较低的企业样本回归结果,Standard的估计系数在10%水平上显著,列(6)为基于监管层女性比例较高的企业样本回归结果,Standard的估计系数在1%水平上显著,且组间系数差异系数在5%水平上显著。以上结果表明,合理的监管层性别结构能够提高企业决策能力和执行力,有助于企业重视技术标准制定并在融入创新网络过程中激发自身创造活力,进而实现突破式创新。
参考江艇(2022)的做法,本文实证检验技术标准制定对知识宽度和创新效率的影响,进一步分析技术标准对“专精特新”企业突破式创新的作用机制。借鉴Makri等[28]的研究方法,采用1减去企业当年全部专利在不同IPC二级分类指标下占比的平方和衡量知识宽度(Width),其值越大表明专利包含的技术知识越复杂,企业知识宽度越广,结果如表7列(1)(2)所示。结果显示,Standard的估计系数均在1%水平上显著为正,证实技术标准制定能够拓展企业知识宽度。作为企业技术路径突破的重要表征,知识宽度提升能够显著推动企业实现突破式创新,假设H2a得证。这一结果符合风险管理的经济直觉,知识宽度提升有助于“专精特新”企业更好地掌握技术发展趋势,理解跨领域知识和技术探索难题,从而为突破式创新提供支撑。
表7 基于知识宽度与创新效率的机制检验结果
Table 7 Mechanism test results based on knowledge width and innovation efficiency
变量(1)(2)Width(3)(4)EfficiencyStandard0.039 6***0.026 5***0.051 5***0.049 6***(0.005 7)(0.005 2)(0.010 1)(0.010 5)控制变量NOYESNOYES省份固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESR20.543 80.588 70.126 00.146 9N7 7237 7237 7237 723
借鉴伍晨等[29]的做法,本文采用发明专利申请量与研发投入的比值衡量创新效率(Efficiency),其值越大表明企业创新效率越高。表7列(3)(4)汇报了技术标准制定对创新效率的影响结果,Standard的估计系数均在1%水平上显著为正。由此表明,参与技术标准制定后企业创新效率明显提升,证实技术标准制定能够显著提升企业创新效率,为企业突破式创新提供更为宽松的容错空间,假设H2b得证。这一结果符合资源配置效应的经济直觉,创新效率提升意味着“专精特新”企业能够以更少资源投入获得更多创新成果,提高盈利能力并降低融资约束,从而提升突破式创新活动中的投入水平。
关注具有较强专业化供给和需求能力的上下游企业,与供应商和客户保持较高的互动频率,是“专精特新”企业扎根于产业链、供应链关键环节的重要保障[30]。根据“专精特新”企业前五大供应商和客户参与技术标准制定数据,本文验证供应商和客户技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响,结果如表8所示。结果显示,供应商技术标准制定能够显著激励“专精特新”企业实现突破式创新,而客户技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响不显著。究其原因,供应商技术标准制定能够发挥创新溢出效应,通过降低“专精特新”企业边际成本、增加研发投资的边际利润推动“专精特新”企业实现突破式创新。有关客户技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响不显著这一情况,一个可能的解释是“投入替代性假说”,即客户技术标准制定引致的企业突破式创新通过开发具有颠覆性的新产品或新技术,可能减少对原有中间品的需求,转而采用研发要素代替物质要素,因而无法通过投入产出渠道对上游企业产生影响。中国碳排放交易试点政策就是典型案例,环境规制相关政策导致企业成本上升和产能转换,抑制企业对上游企业中间品的需求,进而提高上游企业单位创新成本(余典范等,2022)。另一个可能的解释为“投入专用性假说”,即企业技术产品大多用于满足重要客户需求,企业缺乏自主研发动力,导致上述影响不显著。
表8 供应链溢出效应检验结果
Table 8 Test results of spillover effect of supply chain
变量(1)(2)(3)(4)BkinnovationStandard_supplier0.158 5***0.148 3***(0.039 4)(0.034 7)-0.078 0-0.044 3(0.081 6)(0.086 4)控制变量NOYESNOYES省份固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESR20.476 80.550 50.403 90.593 3N3 6303 6305 9385 938
“专精特新”企业作为我国突破“卡脖子”关键技术难题、实现科技自立自强的中坚力量,在补链强链中发挥重要作用。本文基于2011—2023年“专精特新”上市企业财务、专利及技术标准制定数据,从创新网络视角分析了技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响及作用机制,得出以下主要结论:
(1)技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新具有显著正向激励效应,即技术标准制定程度越高,“专精特新”企业突破式创新能力越显著。
(2)技术标准制定的影响效应会因企业产权性质、吸收能力和监管层结构不同而表现出显著差异,技术标准制定的赋能效应在非国有企业、吸收能力较强的企业和监管层女性比例较高的企业中更为显著。
(3)技术标准制定能够通过拓宽知识宽度、提升创新效率推动“专精特新”企业实现突破式创新。
(4)供应商技术标准制定能够显著促进“专精特新”企业实现突破式创新,但由于投入的替代性和专用性,客户技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响不显著。
(1)加快前瞻性、先导性关键技术标准布局,以先进标准引领突破式创新。与发达国家相比,我国标准化建设滞后,标准有效供给不足,现行标准体系在技术创新、产业标准化、国际标准对接等方面无法满足高质量发展需求。因此,需要大力实施高端装备制造标准化强基工程、新产业标准化领航工程、标准化助力重点产业稳链工程,加强关键领域技术标准研制,发挥技术标准对科技创新的支撑作用,推动标准化建设,实现制造强国战略和构建新发展格局,不断塑造中国制造产业竞争新优势。
(2)充分发挥技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的激励效应。抓住新一轮科技革命和产业变革的关键机遇,遵循技术标准和实体经济有机融合的任务主线,强化企业科技创新主体地位,通过积极融入技术标准创新网络破除企业创新壁垒。标准、科技和产业深度结合能够激活政产学研用各方力量,推动技术与市场耦合,促进“专精特新”企业自主创新能力提升。此外,推动标准“走出去”,积极嵌入国际生产网络并实现全球价值链地位攀升。
(3)关注供应链中的创新溢出效应,发挥核心企业在上下游协同发展过程中的引领作用。“专精特新”企业应与上下游伙伴企业保持良好且持久的商业关系,以便更好地吸收、转化来自上下游企业的知识溢出。一方面,企业需要充分关注供应商与客户的技术需求变化,主动进行战略学习,寻求自身发展的新动力。另一方面,积极利用产业链、供应链核心企业推动上下游资源整合,促进上下游协同创新,从而带动整个产业创新系统实现生态跃迁。
本文存在以下不足:首先,本研究主要考察技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响,由于仅少数企业能够参与技术标准制定,整体占比偏低,未来可进一步探讨技术标准采纳对企业突破式创新的影响。其次,本研究基于创新网络特征从知识宽度和创新效率等维度剖析了技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响机制,忽略了其它影响因素,如市场竞争地位、人力资本结构等。最后,从供应链纵向溢出角度考察了供应商和客户技术标准制定对“专精特新”企业突破式创新的影响,未来可基于供应链横向溢出、空间溢出等视角作进一步分析。
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