技术创新、技术标准化与市场结构——基于1985-2012年“中国电子信息企业百强”数据，本文主要内容关键词为：电子信息论文,技术标准论文,技术创新论文,中国论文,百强论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F062.9 文献标志码：A 文章编号：1002—5766(2015)06—0021—11 随着网络经济兴起，技术标准化问题日益引起关注。技术标准是企业进行生产技术活动所依据的一种或一系列具有一定强制性要求或指导性功能，内容含有细节性技术要求和有关技术方案的规范(Blind，2004)。技术标准化就是提高这种技术发展的规范程度，降低厂商之间、厂商与消费者之间的交易成本，提高经济活动的效率，有利于规模经济实现。尤其在具有网络技术特性的产业中，技术标准化对市场各方的影响更大。从微观层面看，技术标准制定的主导权成为企业争夺的“战略制高点”。一方面，拥有技术标准主导权的企业能够利用强大安装基础实现产品市场上的“赢者通吃”；另一方面，技术标准主导权归属关系到企业技术能力构建。与产业技术标准相容的企业技术能力才具有可持续性，而与产业技术标准不相容的企业技术能力将不可避免地面临“能力破坏”的影响(吕铁，2005)。因此，许多企业的竞争方式从过去价格、规模、技术竞争发展到标准竞争，通过技术创新取得研发成果并迅速标准化，是企业进行标准竞争的基本方式。从宏观层面看，各国产业政策重点均将本国产业技术标准推广为国际通行标准作为培育产业竞争力的主要战略之一。 技术标准要反映最新的技术进展，就无法绕开技术专利，技术标准和技术专利日益融合形成技术标准专利化趋势。Kindleberger(1983)认为，技术标准具有公共物品属性，可能会产生“搭便车”行为。一个技术标准及相关专利一旦完全公开，会减少产品差异化，从而降低进入壁垒。由于对知识产权保护力度加强，专利申请数量急剧增加，几乎所有的技术研发新成果都被专利覆盖，使技术标准成为“打包的专利池”(曹群、刘任重，2012)。具有排他性专利技术的渗入改变了技术标准的公共产品属性，增强了技术自我保护和阻止模仿的力量，大大增加标准主导者的收益，激发个体开发、建立、维持、管理标准的私人动机，容易形成竞争性供给的格局。可见，技术专利对进入壁垒的影响是复杂的，而这种“排斥新竞争的壁垒”正是“不完全竞争市场结构存在的根本条件”(杨蕙馨，2007)。技术创新、技术标准化和市场结构是在同一市场空间内相互影响、相互作用的要素。Katz & Shapiro(1992)、Farrell & Saloner(1986)、Church & Gandal(1993)、Shy(2001)等学者的成果，为研究技术创新、技术标准化和市场结构关系奠定了坚实理论基础。多数学者认为，技术标准化和技术创新将会对现有市场结构带来较大影响，尤其在一些网络效应明显的产业中，影响甚至是决定性的。目前关于技术标准的实证研究大多集中于技术创新、产业增长(Blind & Jungmittag，2008)、产业竞争力(龚艳萍、周亚杰，2008)等方面，系统阐释技术创新、技术标准化和市场结构内在逻辑关系的研究尚显不足。本文利用中国电子信息产业数据实证研究技术创新、技术标准化和市场结构，尝试构建三者内在关系的系统模型。 二、技术创新、技术标准化与市场结构关系的理论阐释 1.技术标准化与市场结构 技术标准不同于一般的市场要素，它通过网络效应对市场结构施加影响。掌握技术标准制定和推广主动权的企业(主导企业)可以利用这一战略优势，实现“赢者通吃”。熊红星(2006)采用Salop(1979)圆周模型研究技术标准对市场结构的影响，发现在网络效应下，对称均衡可能不存在，如果存在非对称均衡，此时厂商数量将减少，市场寡占或独占特征明显①。一些技术发展快、网络效应明显的产业(如电子信息产业)则呈现出“竞争性垄断”的市场结构(夏大慰、熊红星，2005)。在“竞争性垄断”市场中，厂商的规模和分布具有新特征：一方面，市场上存在为数众多的企业，还存在潜在进入者，是可竞争市场；另一方面，始终存在技术领先者处于垄断地位，而不断的技术创新将使垄断者随时面临被替换的威胁。 实际上，技术标准对于市场结构的影响很大程度上取决于标准本身的兼容性和开放性(曹虹剑，2009)。兼容性能够扩大市场容量并提高竞争的激烈程度。对于强势标准所有者，兼容策略可以扩大产品市场范围，获得更多用户基础，但也可能弱化产品异质性并容忍其他标准存在；对于弱势标准所有者，广泛的兼容性能够减少竞争风险，以免被强势标准孤立，但也可能因此失去小众而高利润的利基市场。因此，市场中标准兼容应当表现出足够的互利性(Economides，1996)。尤其是进行垂直一体化，产品互为互补性构件的企业之间兼容激励较强，即所谓“混合匹配”(Matutes & Regibeau，1988)。与兼容性类似，开放性标准一般会导致市场扩大，并容纳更多的竞争者以较低成本获得标准的使用，从而产生搭便车行为；而专有化标准则可能强化标准所有者的市场地位，排斥竞争对手，导致“赢者通吃”(Nitin，Dai & Walden，2006)。陈爱贞(2012)对中国通信设备制造业分析认为，国际层面上技术标准的垄断具有产业链捆绑效应，极大限制中国上游本土设备企业的发展空间和自主创新。标准竞争的另一种形式是成立标准联盟，其标准制定者往往是市场中的垄断者或寡头，将与标准相关的关键技术集中形成“专利池”，对联盟内部成员实行专利许可，允许其无偿或者以较低成本使用，而对联盟外企业则收取高额使用费。标准联盟较好地解决了标准公用性和专利私有性的矛盾，会放大联盟主导企业的市场影响力，迫使其他相关企业“选边站”，但可以降低这些企业的市场“试错”风险。 2.技术标准化与技术创新 技术创新成果丰富为技术标准制定提供了更多选择，但企业对专利标准化似乎更为重视。尤其在技术密集型产业中，专利和标准同时出现“井喷”式增长，“技术专利化—专利标准化—标准垄断化”已经成为企业竞争的重要战略。然而，技术标准化对技术创新的影响并不明确。Katz & Shapiro(1985)从用户选择偏见的角度提出了“超额动量”的观点，认为市场标准的形成过度倾向于新的、不兼容的技术，而这一过程将激励更多新技术出现。同时，技术标准化程度提高将大大减少重复性研发活动，且能加速其扩散传播，有利于技术创新效率提升。Farrell & Saloner(1986)则从安装基础的角度提出“超额惯量”的观点，认为用户可能被旧技术锁定，市场标准无法反映更新的(并且从社会福利角度看更优的)技术。在此情况下，用户使用旧技术的成本较低，市场选择的结果使旧技术胜出成为标准。新的研发成果无法从市场获得经济回报，一定程度上打击技术创新者的积极性。不仅如此，标准化所形成的“路径依赖”(David，1985)将使企业在某一技术路线上的专用性投资越来越大，限制其未来技术研发的多样性。本质上讲，相对于社会最优福利水平而言，“超额动量”和“超额惯量”的出现都是由于技术标准所具有的网络效应导致了市场失灵。由于被锁定的用户无法转向更先进、效率更高的技术，企业使用旧技术标准时边际生产成本大幅下降而产品价格仅小幅下跌。如果技术提供厂商停止对旧技术标准的支持并产生对用户的“偏见”，消费者为了避免成为“愤怒的孤儿”(David & Greenstein，1990)，不得不使用过于先进的技术标准并为此支付高价格，但厂商使用新技术标准条件下边际成本小幅上升(也可能下降)而向用户索取的价格大幅上升。熊红星(2006)认为，在开放标准竞争过程中，具有完全信息的消费者理性预期产品的网络规模，仍然可能产生“超额惯量”或者“超额动量”的现象，技术标准转换偏离了社会最优要求。可见，技术标准的网络效应极大影响了企业的创新动力。从社会技术发展角度看，规范化和多样化是技术创新中难以协调的矛盾。多样化过高会分散研发资源，创新缺乏后劲，难以实现更深层次的突破；规范化过高则束缚技术创新的自由性和商业化进程，无法满足消费者多样化需求。
图1 技术创新、技术标准化与市场结构关系 3.技术创新与市场结构 一定程度的市场势力和市场集中会激励企业创新和研发(杨蕙馨，2007)。由于技术创新不仅是市场竞争的产物，而且是利润驱动的结果，因此，一般情况下垄断竞争与寡头垄断的市场结构会激励更多研发投入，即“垄断前景推动创新”与“竞争前景推动创新”并存(Kamien & Schwartz，1981)。也有经济学家提出相反观点，认为企业研发动力在很大程度上取决于技术创新成果是否得到有效保护，与完全垄断市场结构相比，竞争性市场结构为新的专利持有者提供了更多激励。从企业规模看，熊彼特在《经济发展理论》中认为，小企业是创新的主体，其后来的研究又认为，大企业是承担技术进步的主体。运用传统产业组织理论的SCP分析框架，Acs & Audretsch(1987)认为，在不完全竞争市场上，大企业具有创新优势，而在接近于完全竞争的市场，小企业拥有创新优势。不过从风险承受能力、资金优势、规模经济优势和多元化优势方面，更多证据表明大企业更易于实现技术进步。张政(2013)以中国36个工业行业的大中型企业面板数据为研究样本，发现无论从短期还是长期看，技术创新都显著降低了行业的市场集中度，这意味着技术进步有利于降低行业壁垒、提高市场竞争程度；陈羽、李小平、白澎(2007)发现，以勒纳指数表示的行业市场竞争与创新投入之间呈倒“U”型关系；孙巍、赵奚(2013)则认为，市场结构与研发行为的强度间有可能呈现更为复杂的“M”型曲线关系。不仅如此，在市场力量影响企业技术创新效率过程中，企业产权属性、行业保护政策都是重要调节变量(陈修德等，2015)。可见，市场结构与技术创新的关系较为复杂。 技术创新、技术标准化与市场结构关系如图1所示。首先，市场集中度的提高强化了大企业的市场势力，使其更有动力和能力推进自身技术成为行业技术标准(对某些行业来说，高市场占有率本身就意味着强大的安装基础)，但技术标准对于市场结构的影响很大程度上取决于技术标准本身的兼容性和开放性。其次，技术创新成果的涌现为市场建立技术标准提供了更多选择，也带来更大不确定性。技术标准化过程促进了企业技术创新的规范化，但降低了多样化，令未来的技术发展方向受制于现有技术标准而出现“路径依赖”。第三，技术创新会对现有市场格局产生冲击，大企业的技术研发成果及其商品化令“强者更强”，而小企业取得的技术创新将动摇优势企业的地位。同样，大企业能够集中更多资源投入高新技术研发，有利于提高创新成果的数量和质量，但在利润机会多、竞争激烈的市场中，小企业的研发行为可能更活跃，而专利制度完善和重视知识产权保护的环境为小企业提供更大的创新激励。综上所述，技术创新、技术标准化与市场结构相互影响，需要系统地、全面地阐释。 三、实证研究设计 1.研究方法 本文以向量自回归(VAR)模型为基础，实证分析中国电子信息产业技术创新、技术标准化和市场结构之间的长期动态关系。在建立VAR模型之前，首先对变量进行ADF单位根检验，判断变量的平稳性。如果变量是同阶单整的(包括平稳序列)，则可建立VAR模型，并对模型进行稳健性检验。在此基础上，运用格兰杰因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解进一步考察技术创新、技术标准化和市场结构之间的因果关系和动态影响过程。 2.研究变量和数据的选取 选择中国电子信息产业为实证研究对象，主要原因在于其产品(服务)技术特性和市场竞争特性。根据中华人民共和国工业与信息化部第42号令《电子信息产业统计工作管理办法》(2007年)的定义，电子信息产业是指为了实现制作、加工、处理、传播或接收信息等功能或目的，利用电子技术和信息技术所从事的与电子信息产品相关的设备生产、硬件制造、系统集成、软件开发以及应用服务等作业过程的集合。电子信息技术是典型的“共性技术”，在国家、产业和企业技术竞争中处于基础性和先导性地位(毛蕴诗、徐向龙、陈涛，2014)。电子信息产业发展的重要驱动力是电子电路技术、信息传输技术和信息处理及储存技术的发展，对技术创新水平较为依赖，而且其产品(服务)具有互联互通的网络特性，技术标准对产业发展具有十分重要的作用(龚艳萍，周亚杰，2006)。虽然电子信息产业中的某些子产业属于技术密集型产业(如信息传输、卫星通信、大型集成电路等)，但是，在信息全球化背景下，知识和技术快速创造、传播和扩散，客观上降低了技术门槛，市场进入退出壁垒与其他产业相比处于中等水平，为市场结构的变化提供了较大的空间。换句话说，电子信息产业的市场结构很可能受技术、标准、政策、消费者偏好等因素影响而产生明显的、易于观测的变化，故有学者以此为对象研究技术与产业标准(Church & Gandal，1993；邓智团，2010)。 本文研究技术创新、技术标准化和市场结构之间的关系，首先选取有代表性的、可量化的数据指标。产业组织理论中，进入退出壁垒、产品差异化、市场集中度和规模是市场结构的主要内容，既是衡量某一市场竞争程度的重要标志，也是决定某一市场绩效或效率的重要因素。其中，集中度是市场结构的一个最重要指标。市场集中度系数是指某一特定市场中最大的n家厂商的市场份额占市场总份额的比例②。本文采用CR4衡量市场集中度。鉴于数据的可得性和连续性，以工业和信息化部(原信息产业部)公布的“中国电子信息企业百强名单”为数据来源计算CR[，4]。“中国电子信息企业百强名单”于1986年首次评选，以各企业上一财务年度营业收入为主要排名指标，入围企业每年由各地区推荐，经过工信部审核予以公布。考察1986-2013年“中国电子信息企业百强名单”，得到1985-2012年相关数据，计算前四家企业营业收入占百强企业比例之和，作为电子信息产业市场集中度的近似结果。虽然这一结果被高估，但并不影响对市场结构变化趋势的判断。 技术标准一旦公布，在其被废止(或被代替)之前会对企业的生产经营决策产生持久的作用。本文参考Swann(1996)的做法，选取国家发布的全国性标准(GB)存量作为标准化程度的衡量指标。计算公式为：
，其中，STD(t)表示截至时点t的有效标准存量；P(i)为第i期发布的标准数量；W(i)为第i期废止(或被代替)的标准数量。数据来源于对国家标准化委员会“国家标准查询系统”1985-2012年度标准发布和废止(或被替代)数据的检索结果。鉴于电子信息产业的技术特性，依照国际标准分类法③，选择“33-电信”、“35-信息技术和办公设备”两个分类进行检索，变量简记为STD。 本文选取专利申请量作为技术创新的衡量指标，数据来自1986-2013年《中国统计年鉴》，由于电子信息产业涉及技术种类范围较广，本文选取国际专利分类(IPC)H部(电学)中“基本电子电路”与“电信技术”两项之和计算研究期内各年度专利申请数量，变量简记为PAT。至此，得到1985-2012年电子信息产业市场集中度、技术标准存量和专利申请数量三个时间序列指标，基本统计特征如表1所示。
四、实证分析结果 1.变量数据的平稳性检验 表1的相关性分析表明，在同一时间点，市场集中度、技术标准存量和专利申请数量之间具有较高相关性，但影响方向无法判断，需要进行因果关系检验。许多时间序列多具有趋势特征，是非平稳的，直接对这类数据进行普通回归分析会产生“伪回归”④问题。因此，首先对时间序列进行单位根检验。本文使用ADF单位根方法对变量的平稳性进行检验，根据AIC(Akaike Information Criterion)原则确定滞后阶数，观察各变量的时间序列曲线形状，采用水平、有截距和趋势模型，选择5%显著性水平进行检验。如表2所示，原序列
在此显著性水平下是平稳的，而STD和PAT则是非平稳的。对所有变量取对数进行线性变换构建新变量序列LN_
、LN_STD和LN_PAT，重新进行ADF检验，结果显示，各变量T统计量均小于5%显著性下临界值(左边单侧检验)，故拒绝存在单位根的原假设，因此，在5%水平上均为平稳时间序列，下文将以新变量为分析基础。
2.VAR模型的构建及检验 向量自回归(VAR)模型是基于数据的统计性质建立模型，把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数构造模型(高铁梅，2009)。VAR模型对时间序列变量不做任何先验性假设，采用当期变量对模型全部内生变量的滞后值进行回归，可以避免由于某些理论不完善而造成的变量间动态联系阐述不足等问题。建立VAR模型首先要确定模型的最佳滞后期，以保持合理的自由度，使参数具有较强的解释力，并消除误差项的自相关。对滞后阶数选择过程如表3所示。
在最多滞后4阶的情况下，根据最终预测误差(FPE)、汉—昆因信息准则(HQIC)和最为简洁的施瓦茨信息准则(SBIC)，需要滞后1阶(用“*”标识，下同)，而根据似然比检验(LR)和AIC准则需要滞后2阶。由于样本量不大，待估参数过多会损失较多自由度。Lutkepohl(2005)认为，SBIC与HQIC提供了对真实滞后阶数的一致估计，而FPE与AIC可能高估滞后阶数。故综合考虑确定最佳滞后阶数为1。综上，建立VAR(1)模型如下：
考虑到样本容量问题，为了获得更一致的估计结果，估计过程中对模型进行小样本自由度调整，并使用T统计量而非大样本的标准正态或卡方统计量(因此，模型中“*”、“**”“***”分别表示估计参数T检验在10%、5%、1%水平上显著)。模型对数似然估计量为72.83449，并且各子方程均在1%水平上显著。在VAR模型的系数显著性检验(1阶滞后)中，所有变量均在1%显著性水平上拒绝等于零的原假设，模型系数通过了显著性检验；在残差自相关检验中，一阶滞后和二阶滞后的p值分别为0.20495和0.25713，即使在10%的显著性水平上也无法拒绝残差“无自相关”的原假设，表明不存在二阶自相关，因此，没有必要引入更高阶的滞后变量。可见，VAR(1)兼顾了简洁性和一致性。在VAR系统稳定性检验中，所有特征值均在单位圆之内，故此VAR模型是稳定的，但进一步观察发现，有一个特征根(0.9263628)接近单位圆，这意味着有些冲击具有较强的持续性(限于篇幅，详细检验结果不在此显示)。 3.格兰杰因果关系分析 在确定使用变量为平稳序列并建立VAR(1)系统模型后，对三变量进行格兰杰因果关系检验。格兰杰因果检验度量对y进行预测时x的前期信息对均方误差(MSE)的减少是否有贡献，并以此作为因果关系的判断基准。如果x的前期信息对均方误差的减少有贡献，则称“x能够格兰杰引起y”。本文对模型VAR(1)系统变量进行格兰杰检验，结果如表4所示。 在市场集中度方程中，标准存量的因果检验在10%的显著性水平上拒绝原假设，与专利申请量的联合检验在5%的显著性水平上拒绝原假设，表明标准存量在格兰杰意义下显著影响市场集中度；在标准存量方程中，专利申请量的因果检验在5%的显著性水平上拒绝原假设，与市场集中度的联合检验在5%的显著性水平上拒绝原假设，表明专利申请量在格兰杰意义下显著影响标准存量；在专利申请量方程中，标准存量的因果检验在1%的显著性水平上拒绝原假设，与市场集中度的联合检验在5%的显著性水平上拒绝原假设，表明标准存量在格兰杰意义下显著影响专利申请量。分析表明，在格兰杰意义上，专利申请量与标准存量互为因果关系，二者也同时引起了市场集中度的显著变化。
4.脉冲响应函数与方差分解 脉冲响应函数描述的是内生变量对残差(新息)冲击的响应，即在随机误差项上施加一个标准差的冲击后对内生变量的当期值和未来值所产生的动态影响。另外，VAR模型的动态分析一般采用正交脉冲响应函数来实现，正交化通常采用Cholesky分解完成，其结果严格依赖模型中的变量次序，而Koop等(1996)提出的广义脉冲响应函数克服了上述缺点。因此，本文以VAR(1)模型为基础，构建广义脉冲响应函数进行分析，结果如图2所示。其中，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度。
图2 各变量脉冲响应曲线图(广义脉冲函数) LN_
对LN_STD一个标准差的正向“新息”，在第1期产生0.0049单位正向反应，并在第3期达到最大值0.0114，此后开始逐期衰退并趋近于零。总体来看，标准存量的变化对市场集中度产生正向影响，这意味着市场标准化程度越高，垄断厂商的市场势力越强。LN_
对LN_PAT一个标准差的正向“新息”，在第1期产生负向影响(-0.0115)，而到了第2期影响由负转正并于第4期达到最大值0.0128，此后逐期衰退并趋近于零，对于市场中新出现的技术和专利可能会对原有的市场结构产生冲击，动摇在位者的优势地位，但随着这种技术逐渐为人所熟悉掌握，市场整体技术水平提高，反而会强化优胜劣汰，导致市场集中度提升。 LN_STD对LN_
一个标准差的正向“新息”，在第1期产生0.0027单位正向反应，并在第2期即达到最大值0.0072，此后开始逐期衰退并趋近于零，可见，标准存量对市场集中度的反映较为迅速，实际上体现企业的市场地位通过技术标准化进一步强化。而LN_STD对LN_PAT一个标准差的正向“新息”在第1期产生0.002单位的负向反应，说明新专利的出现可能会使标准存量下降(比如新技术的涌现会使大量旧标准合并或作废)，但这种反应很快由负转正，并在第6期达到峰值0.0166，远大于LN_
冲击产生的峰值0.0072，说明专利越多，可供选择作为标准的技术资源越丰富，会导致更多标准的出现。 LN_PAT对LN_
一个标准差的正向“新息”，在第1期产生负向反应，在第2期达到最大值-0.0216，此后逐渐衰减(第20期由负转正，但基本接近零)，可见，市场集中度的提高对专利申请量总体产生负向影响，原因可能是垄断厂商的市场占有率和垄断利润越高，创新激励越小，而其他较为弱势的厂商市场空间被挤压，用于研发的资源和机会越少。LN_PAT对LN_STD一个标准差的正向“新息”，在第1期产生0.0071单位负向反应，说明从事技术研发的企业对新标准的出现需要一个适应过程，但很快随着对标准的了解加深，技术路径变得更明确，专利申请的数量开始增加，并于第6期达到最大值。总体来看，专利申请量对专利存量做出正向反应。
图3 各变量方差分解 方差分解通过分析各新息对内生变量的相对重要性，比较相对重要性“新息”随时间的变化，估计该变量的影响程度与作用时滞。如图3所示，LN_
的预测方差主要受自身影响(约82%)，受LN_STD(约7%)和LN_PAT(约11%)影响相对较少；LN_STD的预测方差除了受自身影响外(约71%)，主要受LN_PAT影响(约28%)，受LN_
影响仅占1%；LN_PAT的预测方差除了受自身影响外(约84%)，主要受LN_STD影响(约15%)，受LN_
影响占比不足1%。可见，方差分析的结果与格兰杰检验以及脉冲响应分析的结果一致。 五、结论与启示 本文在理论上阐释技术创新、技术标准化和市场结构之间内在关系的基础上，采用中国电子信息产业数据进行实证分析。得到以下结论：技术创新和技术标准化是市场集中度的重要影响因素，中国电子信息产业技术专利数量对市场集中度产生一定影响，新技术的出现在初期对现有市场结构冲击较大，但实力强大的在位企业很快适应并迅速发挥其研发能力，反而可能会强化自身优势，导致市场集中度提升。而技术标准化将强化优势企业的市场地位，形成“强者愈强”的局面；技术创新与技术标准化之间互为因果，丰富的技术专利成果为企业标准化战略提供更大选择空间，而标准化的加强会减少重复性技术研发活动，且能加速研发成果扩散传播，有助于在更高水平上实现技术突破。结合以上结论与中国电子信息产业发展实际情况，得到以下启示： 第一，由于产品(服务)特性，电子信息产业技术标准化程度的加深改变了企业竞争环境，这一改变可能对掌握标准控制权企业的垄断行为具有强化作用。在强势企业推行“技术专利化—专利标准化—标准垄断化”过程中，技术标准的“专利密度”不断提高，企业竞争优势透过这些标准背后捆绑的技术专利得以加强。对弱势企业来说，技术标准的推行将强迫企业进行某种技术路径选择，客观上加大了对强势企业的技术依赖，要么在既定的技术格局下进行研发和创新，要么通过缴纳高额专利费或加入强势企业主导的技术标准联盟来获得专利的使用权。现实中频繁上演的“标准战”生动诠释了技术标准至关重要的地位，标准的影响由于网络效应的存在被成倍放大。尤其在经济全球化条件下，企业被嵌入范围更广的生产网络中，标准竞争超越企业层面上升到国家层面。2002年，国际标准化组织(ISO)、国际电工委员会(IEC)根据WTO/TBT委员会的重大决策，提出了确保全球经济大市场健康有序发展的标准化战略思想，即“一个标准，一次检验，全球接受”。2004年，ISO、IEC和ITU(国际电信联盟)世界三大标准化组织描绘了宏伟的标准化战略蓝图——“标准连接世界”，标准竞争时代到来。在此背景下，各国产业政策的重点也随之调整，将标准化建设作为培育产业竞争力的主要战略之一。尤其是对于涉及国家安全方面的技术标准，政府更应积极推动本土企业标准的采纳，以免相关产业发展受制于人。 第二，有关技术创新、技术标准化和市场结构的研究对中国反垄断政策制定实施具有重要启示意义。多数技术标准基于企业技术专利，并由国家强制力推广，从而赋予标准主导企业向标准使用企业收取“红利”的权利。同时，标准化程度加深使大企业具有更大规模经济性，生产成本更低，更具市场竞争优势。从消费者角度看，标准化程度的加深虽然可以降低搜寻成本，但也降低了产品差异化，消费者面临更少选择机会。甚至由于路径依赖性和高昂的转移成本，消费者可能被“锁定”于某一种标准产品，被生产商“绑架”。因此，标准化可能会大幅提高少数企业的垄断力量，形成“赢者通吃”的局面，为国家反垄断政策的制定和执行带来新课题。事实上，这一问题在《中华人民共和国反垄断法》中有所涉及⑤，而执行难点在于如何区分“为提高产品质量、降低成本、增进效率”的标准和“歧视性”、“限制外地商品进入本地市场”的标准，区分结果直接影响对垄断行为的认定。技术标准对市场结构的影响具有一定滞后性，在某项标准与可能产生的垄断后果之间建立直接联系较为困难。由于技术的快速更新与发展带来了新的现象与问题，政府可能还不完全具有相关的技术知识和专业能力，难以准确预见或判别某项标准可能产生的市场影响力。某些标准主导企业对政府的游说活动加之政府对本土企业扶植的倾向，可能造成“管制俘获”，阻碍政府正确、客观地评估产业技术标准认定过程和标准推广行为对市场结构变化的影响。 上述研究仍存在一些不足之处：一是仅选取电子信息产业进行实证研究，主要考虑这一产业中许多产品具有很强的网络技术特性，未来应广泛收集其他产业相关数据，进行面板数据分析，可以更深入探讨技术创新、技术标准化和市场结构之间的关系并进行产业间比较研究。二是在技术创新、标准化和市场结构的关系中，产业内各企业初始规模等微观因素所产生的影响需要进一步分析。尤其是研究那些初始规模小、资源能力基础薄弱的企业如何通过技术创新并实施技术标准化战略，进而成长为市场中的强势企业，具有重要的企业管理实践意义。 ①市场寡占或独占的划分可以参考Bain(1968)，
在30%以下属原子型，在30%～65%属中低集中寡占型，在65%以上属高集中寡占型。 ②计算公式为：
，式中
表示产业中前n家(n一般取4或8)企业的集中度，
表示第i家企业的市场份额，n表示衡量产业集中度的企业个数。 ③国际标准分类法(International Classification for Standards，ICS)是由国际标准化组织编制的标准文献分类法。它主要用于国际标准、区域标准和国家标准以及相关标准化文献的分类、编目、订购与建库，从而促进国际标准、区域标准、国家标准以及其他标准化文献在世界范围的传播。 ④周建、李子奈(2004)运用蒙特卡洛模拟得出当变量为非平稳时间序列时，任何无关的两个变量间都很容易得出有因果性的结论。 ⑤参见《中华人民共和国反垄断法》(2008年8月1日起施行)第二章第十五条和第五章第三十三条。
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技术创新、技术标准化与市场结构--以1985~2012年“中国电子信息企业100强”数据为基础_市场集中度论文
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