江西理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 吳一丁 郭啟明 馬浩軒

一、引言

知識產(chǎn)權(quán)密集型行業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中具有重要的戰(zhàn)略地位，是我國研發(fā)創(chuàng)新最為活躍的領(lǐng)域，不斷尋求創(chuàng)新是其獲取豐富利潤的源泉，更是推動其發(fā)展的不竭動力和根本方向。然而，隨著中國經(jīng)濟(jì)增速放緩，實體產(chǎn)業(yè)投資回報率與金融資產(chǎn)投資回報率“此消彼長”，為了追求超額利潤，知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)持有金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例日益上升。據(jù)統(tǒng)計，2015年我國知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)的金融投資占比為4.85%，而2019年這一比例達(dá)到了8.81%，短短4年間增幅高達(dá)81.65%，可見金融化現(xiàn)象越來越嚴(yán)重。值得注意的是，在未擠占實體投資的前提下適度配置金融資產(chǎn)有助于提高企業(yè)資源的利用率，并且發(fā)揮流動性較強(qiáng)金融資產(chǎn)的“蓄水池”作用，為研發(fā)創(chuàng)新提供更多的資金支持，但配置大量金融資產(chǎn)必然在一定程度上擠占用于設(shè)備更新升級、人力要素提升等方面的資源，不利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。那么綜合來看，知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化究竟是促進(jìn)還是阻礙了研發(fā)創(chuàng)新呢？

從已有研究來看，學(xué)者基于不同研究視角和樣本探究了企業(yè)金融化與研發(fā)創(chuàng)新的關(guān)系，但尚未形成一致結(jié)論，主要有以下三種觀點。一是企業(yè)金融化對研發(fā)創(chuàng)新有促進(jìn)效應(yīng)，如Bonfiglioli、楊松令等、徐珊等分別基于融資約束、分析師關(guān)注度、金融投資和實體經(jīng)營的利潤率差異視角發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化對創(chuàng)新投資有顯著的正向“拉動效應(yīng)”。二是不少學(xué)者認(rèn)為金融化對研發(fā)創(chuàng)新有阻礙效應(yīng)，如吳非、段軍山、史學(xué)智等分別基于金融化期限結(jié)構(gòu)差異、金融化動機(jī)、產(chǎn)業(yè)政策視角發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化對研發(fā)投入及產(chǎn)出均有顯著的抑制作用。三是金融化與研發(fā)創(chuàng)新呈非線性關(guān)系，如王紅建等以制造業(yè)上市公司為研究樣本發(fā)現(xiàn)，金融化與企業(yè)創(chuàng)新呈正U型關(guān)系；郭麗婷基于融資約束視角發(fā)現(xiàn)，當(dāng)融資約束較大時，金融化擠出研發(fā)投資，反之金融化對研發(fā)投資產(chǎn)生“蓄水池”效應(yīng)。

綜上所述，雖然關(guān)于企業(yè)金融化對研發(fā)創(chuàng)新影響的研究較多，但仍存在一些可拓展之處。一是多數(shù)研究僅考察了金融化對研發(fā)投入或產(chǎn)出單一方面的影響，而研發(fā)創(chuàng)新需要企業(yè)持續(xù)不斷地投入大量資金，并在研發(fā)活動結(jié)束時可能獲得一定的產(chǎn)出，因此研發(fā)投入與產(chǎn)出同屬于一個整體，只有將二者納入統(tǒng)一分析框架，才能真實反映研發(fā)活動的效果。故本文借鑒孫研等的研究，引入兼顧研發(fā)投入與產(chǎn)出要素的研發(fā)效率，從而對金融投資行為的經(jīng)濟(jì)效果作出更為準(zhǔn)確和客觀的回答。二是鮮有學(xué)者考慮到杠桿率調(diào)節(jié)作用下企業(yè)金融化對研發(fā)效率的影響，但事實上，具有長期投資性質(zhì)的研發(fā)活動包含高投入和高風(fēng)險屬性，考察金融投資行為的研發(fā)效應(yīng)時應(yīng)關(guān)注企業(yè)的資金狀況，而杠桿率是衡量企業(yè)資金構(gòu)成與財務(wù)風(fēng)險的核心變量，當(dāng)杠桿率處于不同區(qū)間時，金融化對研發(fā)效率的影響理應(yīng)存在差異。為解決上述問題，本文首先利用固定效應(yīng)模型探究知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化與研發(fā)效率的關(guān)系，其次通過面板門檻回歸模型深入考察杠桿率的門檻效應(yīng)，以期為知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)制定金融投資戰(zhàn)略、合理調(diào)整杠桿率及創(chuàng)新發(fā)展提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化對研發(fā)效率的影響

依據(jù)現(xiàn)有理論及文獻(xiàn)支持，知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融投資行為對研發(fā)效率的影響機(jī)理可從如下兩個方面進(jìn)行闡述。

一是適度金融化促進(jìn)研發(fā)效率。首先，金融投資具有預(yù)防性儲蓄作用，生產(chǎn)經(jīng)營外的閑置資金無法產(chǎn)生收益，而金融投資可以利用閑置資金為企業(yè)創(chuàng)造利潤，將企業(yè)閑置資金投放到收益率更高的金融市場，能夠提升資金的配置效率，同時可以依靠金融資產(chǎn)的“蓄水池”效應(yīng)，緩解企業(yè)的融資約束，拓寬融資渠道，為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、人才引進(jìn)、生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大和生產(chǎn)設(shè)備的改進(jìn)提供足夠的資金支持。其次，企業(yè)的多元化金融投資行為能充分發(fā)揮金融資產(chǎn)套期保值的優(yōu)勢，讓企業(yè)有效地規(guī)避風(fēng)險，保障研發(fā)活動有足夠的風(fēng)險空間，提高企業(yè)研發(fā)效率。最后，金融投資行為可以實現(xiàn)投機(jī)套利，管理者將適當(dāng)?shù)馁Y產(chǎn)投到收益率更高的金融資產(chǎn)上，能夠短期獲得經(jīng)濟(jì)效益，改善企業(yè)經(jīng)營狀況，提高研發(fā)人員的創(chuàng)新積極性。因此，適度金融化可視為保障生產(chǎn)性投資和增加管理者盈利信心的權(quán)宜之策，能夠促進(jìn)研發(fā)效率。

二是過度金融化阻礙研發(fā)效率。從前文的理論分析來看，知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化對研發(fā)效率的負(fù)面影響并不明顯。但值得注意的是，在金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的過程中，企業(yè)要明確實體經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展的主次關(guān)系，避免出現(xiàn)本末倒置的現(xiàn)象。倘若金融投資擠占了原本用于生產(chǎn)性投資、研發(fā)投資等方面的資金，勢必會阻礙研發(fā)效率的提升。從企業(yè)的經(jīng)營運作視角分析，大量的金融資產(chǎn)配置會改變企業(yè)的經(jīng)營運作規(guī)律，提高金融相關(guān)部門的重要性，降低實體部門的話語權(quán)，影響管理者的研發(fā)創(chuàng)新意愿和實體經(jīng)營策略，致使其放棄長期實體投資轉(zhuǎn)而追逐金融市場的短期收益，最終造成產(chǎn)業(yè)資本積累匱乏，生產(chǎn)性支出、研發(fā)支出等比重下降。從人力資本角度分析，過度追逐金融產(chǎn)業(yè)市場的短期利益，會擠占實體企業(yè)的利潤、損害員工福利、加劇內(nèi)部收入不平等，導(dǎo)致研發(fā)及管理人員創(chuàng)新積極性不足。從風(fēng)險和收益博弈角度分析，倘若企業(yè)過分追求金融資產(chǎn)帶來的超額收益而忽視這些資產(chǎn)本身的高風(fēng)險屬性，當(dāng)金融風(fēng)險積聚過高便會使企業(yè)資產(chǎn)受到重創(chuàng)，進(jìn)而減少對研發(fā)創(chuàng)新的資金投入。因此，過度金融化是舍本逐末和追求短期利益的體現(xiàn)，會阻礙企業(yè)的研發(fā)效率。據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H1：知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化水平與研發(fā)效率之間呈顯著的倒U型關(guān)系。

（二）杠桿率的門檻效應(yīng)

未將杠桿率納入研究框架時，金融化水平與研發(fā)效率可能呈倒U型關(guān)系，而杠桿率作為衡量企業(yè)負(fù)債風(fēng)險和各種資本價值構(gòu)成及其比例關(guān)系的重要指標(biāo)，是影響企業(yè)金融投資和研發(fā)創(chuàng)新活動的重要因素。因此，在考察知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化與研發(fā)效率的關(guān)系時，應(yīng)將杠桿率問題納入統(tǒng)一分析框架。首先，從風(fēng)險角度分析，債務(wù)融資、金融投資以及研發(fā)創(chuàng)新均有較強(qiáng)的風(fēng)險屬性。當(dāng)杠桿率較低時，企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險相對較小，承受金融風(fēng)險的能力相對較強(qiáng)，在未加劇企業(yè)風(fēng)險的情況下將閑置的資金投至金融市場有利于提高資金配置效率；當(dāng)杠桿率較高時，繼續(xù)追加金融投資勢必導(dǎo)致財務(wù)風(fēng)險與金融風(fēng)險劇增，從而對同樣具有高風(fēng)險屬性的研發(fā)投資產(chǎn)生抑制作用，阻礙研發(fā)效率提升。其次，從資本開支角度分析，資本是企業(yè)進(jìn)行金融投資和研發(fā)創(chuàng)新的必要基礎(chǔ)，相比杠桿率較低的企業(yè)，本就負(fù)債累累的高杠桿企業(yè)需要將更多資金用于償付利息和到期債務(wù)，利息和到期債務(wù)等現(xiàn)金流出必然會縮減企業(yè)的研發(fā)投資，進(jìn)而對研發(fā)效率產(chǎn)生不利影響。據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H2：杠桿率在知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化對研發(fā)效率的影響中存在門檻效應(yīng)。杠桿率較低時，金融化促進(jìn)研發(fā)效率；杠桿率較高時，金融化阻礙研發(fā)效率。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)國家統(tǒng)計局對知識產(chǎn)權(quán)密集型產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計分類，選取2015—2019年信息通信技術(shù)制造業(yè)、信息通信技術(shù)服務(wù)業(yè)、新裝備制造業(yè)、新材料制造業(yè)、醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)、環(huán)保產(chǎn)業(yè)、研發(fā)設(shè)計和技術(shù)服務(wù)業(yè)7大行業(yè)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，首先在原始數(shù)據(jù)中剔除了ST、ST類財務(wù)異常上市公司，其次剔除大面積數(shù)據(jù)缺失和財務(wù)指標(biāo)異常的企業(yè)，并對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的分位數(shù)縮尾處理，最終獲得425個有效樣本。本文數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Choice金融終端數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

研發(fā)效率（RDE）。根據(jù)效率的經(jīng)濟(jì)學(xué)定義，企業(yè)研發(fā)效率最直接的測度指標(biāo)為當(dāng)期研發(fā)投入與產(chǎn)出的比值?？紤]到研發(fā)活動的持續(xù)性與會計核算當(dāng)期結(jié)轉(zhuǎn)的特性，企業(yè)當(dāng)期研發(fā)投入的資本化比例在相當(dāng)程度上反映了其研發(fā)效率，故本文借鑒龐廷云等的做法，以當(dāng)年度開發(fā)支出總額/（研發(fā)投入費用化總額+開發(fā)支出總額）衡量研發(fā)效率。

2.解釋變量

金融化水平（FIN）。借鑒杜勇等的做法，用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例衡量金融化水平。持有的金融資產(chǎn)包括：交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)。除此之外，還包括投資性房地產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資、發(fā)放貸款和墊款。由于經(jīng)營活動中存在貨幣交換，所以本文未將貨幣資金納入金融資產(chǎn)。

3.門檻變量

杠桿率（LEV）。關(guān)于杠桿率的測算有賬面價值法和市場價值法兩種。由于本文以知識產(chǎn)權(quán)密集型上市公司為研究對象，基于市場價值法測算的杠桿率受資本市場的影響，具有波動大和穩(wěn)定性弱的特點，因此本文采用賬面價值法對杠桿率進(jìn)行計算。借鑒樊利等的做法，采用資產(chǎn)負(fù)債率來衡量企業(yè)的杠桿率。

4.控制變量

參照已有研究，從企業(yè)個體差異、經(jīng)營與財務(wù)狀況、公司治理等方面選取企業(yè)規(guī)模（SIZE）、經(jīng)營現(xiàn)金流（FOC）、股權(quán)集中度（OC）、企業(yè)年齡（AGE）4個指標(biāo)作為控制變量。同時，控制行業(yè)（IND）和年份（YEAR）虛擬變量。

具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）基準(zhǔn)模型設(shè)定

建立回歸模型（1），驗證知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化水平與研發(fā)效率的非線性關(guān)系。

其中：被解釋變量RDE代表研發(fā)效率；核心解釋變量FIN和FIN分別為金融化水平的一次項和二次項；Controls表示企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營現(xiàn)金流、股權(quán)集中度等所有的控制變量；μ為個體固定效應(yīng)，λ為時間固定效應(yīng)，e為隨機(jī)干擾項。

杠桿率在知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化對研發(fā)效率的影響中可能存在門檻效應(yīng)，本文借鑒Hansen提出的面板門檻模型分析不同杠桿率下金融化水平對研發(fā)效率影響的差異性。選擇杠桿率作為門檻變量，建立單一門檻擴(kuò)展到多門檻的面板回歸模型。

單一門檻回歸模型如下：

其中：LEV為門檻變量；δ為門檻值；I（·）為示性函數(shù)。其他變量含義與模型（1）相同。

當(dāng)杠桿率低于δ時，金融化水平對研發(fā)創(chuàng)新的影響系數(shù)為β；當(dāng)杠桿率超過δ時，金融化水平對研發(fā)創(chuàng)新的影響系數(shù)為β。通過構(gòu)建F統(tǒng)計量來判斷門檻效應(yīng)是否顯著。計算和觀察P值，若P＜0.1，表明至少存在一個門檻值。

若F被拒絕，則要進(jìn)一步檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙鄠€門檻值。當(dāng)存在兩個門檻值δ和δ時，則構(gòu)建雙重門檻回歸模型：

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

根據(jù)表2統(tǒng)計結(jié)果，研發(fā)效率均值為0.308，標(biāo)準(zhǔn)差為0.248，最大值與最小值之差為0.899，表明目前我國知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)的研發(fā)效率普遍較低，且不同企業(yè)間研發(fā)效率差異較大。金融化水平（FIN）的均值與中位數(shù)接近，分別為0.077和0.047，標(biāo)準(zhǔn)差為0.095，說明企業(yè)金融化水平變化幅度較大；最大值是0.618，證明部分企業(yè)金融資產(chǎn)配置已超總資產(chǎn)的二分之一，嚴(yán)重背離“脫虛向?qū)崱?。從LEV的情況來看，樣本企業(yè)杠桿率的均值為0.489，說明整體負(fù)債水平適中；最大值和最小值分別為0.886和0.090，說明不同企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率存在較大差異，有利于考察杠桿率存在的門檻效應(yīng)。其余控制變量基本呈正態(tài)分布，故不再詳細(xì)說明。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）相關(guān)性分析

本文采用Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗法，識別模型是否存在多重共線性問題，結(jié)果如表3所示。從表中可以看出，知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)的金融化水平、杠桿率、企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、企業(yè)年齡均與研發(fā)效率呈正相關(guān)，經(jīng)營現(xiàn)金流對研發(fā)效率的影響不顯著。變量間相關(guān)系數(shù)取值基本在（-0.2，0.2）之間，盡管個別相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.419，但也遠(yuǎn)低于共線性門檻值0.7，說明模型可以進(jìn)行回歸分析，不存在多重共線性問題。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

（三）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果與分析

Hausman檢驗結(jié)果顯示P值為0.000，故使用固定效應(yīng)模型探究知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化與研發(fā)效率的關(guān)系。根據(jù)表4結(jié)果，列（1）單獨考察了金融化水平與研發(fā)效率的關(guān)系，F(xiàn)IN的系數(shù)為0.337，在5%的水平顯著，說明企業(yè)進(jìn)行金融投資能夠促進(jìn)研發(fā)效率提升。列（2）加入了金融化水平的平方項FIN，其系數(shù)為-1.806，在5%水平上顯著，F(xiàn)IN的系數(shù)為0.567，在10%水平上顯著，說明金融化水平與研發(fā)效率并非簡單的線性關(guān)系，而是存在倒U型非線性關(guān)系。由相應(yīng)的數(shù)學(xué)公式可計算出該倒U型曲線的拐點為0.157，處于樣本金融化水平區(qū)間［0.001，0.618］范圍內(nèi)，故能夠有效驗證知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化與研發(fā)效率之間的倒U型關(guān)系。列（3）加入了反映企業(yè)個體差異（SIZE、AGE）、經(jīng)營與財務(wù)狀況（FOC）、公司治理（OC）的控制變量，可以發(fā)現(xiàn)金融化水平的一次項系數(shù)顯著為正，二次項系數(shù)與一次項系數(shù)相反，說明加入控制變量后沒有改變金融化水平與研發(fā)效率的倒U型關(guān)系。H1得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

借鑒Haans等的做法，對核心變量之間的倒U型關(guān)系進(jìn)行檢驗。首先，將金融化水平的三次項FIN放入模型（1），判斷變量之間是否存在更復(fù)雜的非線性關(guān)系。由表4列（4）回歸結(jié)果可知，F(xiàn)IN、FIN的系數(shù)符號并未發(fā)生改變，且分別在10%和5%水平上顯著，而FIN的系數(shù)為-0.794，不具有顯著性，說明不存在更復(fù)雜的非線性關(guān)系，二次項模型可以準(zhǔn)確反映金融化水平與研發(fā)效率之間的關(guān)系。其次，根據(jù)列（3）回歸結(jié)果計算出該倒U型曲線的拐點（FIN=0.133），將全樣本分為FIN＜0.133和FIN≥0.133兩組，分別進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，判斷FIN的系數(shù)是否存在差異。由列（5）回歸結(jié)果可知，F(xiàn)IN的系數(shù)在5%水平上顯著為正，而列（6）中FIN系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，斜率“一正一負(fù)”的兩條直線能夠間接證明存在倒U型關(guān)系，不同金融化水平對創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)“先正后負(fù)”特征，因此，前文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 回歸結(jié)果分析

（五）杠桿率的門檻效應(yīng)分析

為進(jìn)一步探究金融化水平與研發(fā)效率的關(guān)系是否受到杠桿率的影響，以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性作用，本文以杠桿率作為門檻變量，使用模型（2）和模型（3）進(jìn)行門檻效應(yīng)分析。采用Bootstrap法反復(fù)抽樣300次，依次按照單一門檻、雙重門檻、三重門檻分別對全樣本、國有企業(yè)和非國有企業(yè)三組樣本進(jìn)行檢驗，得到的F統(tǒng)計量和測算出的P值如表5所示。由表5可知，三組樣本單一門檻檢驗的F值分別為8.537、4.687和14.414，分別在5%、10%和1%水平上顯著；三組樣本雙重門檻檢驗的F值分別為16.332、27.197和26.146，均在1%水平上顯著；但三重門檻檢驗的F值均不顯著。由此說明，基于雙重門檻檢驗三組樣本的杠桿率門檻效應(yīng)是合理的。

表5 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

表6為全樣本、國有企業(yè)及非國有企業(yè)樣本杠桿率門檻估計值和95%置信區(qū)間結(jié)果。三組樣本中，第一門檻估計值由大到小依次為國有企業(yè)、全樣本和非國有企業(yè)，第二門檻估計值由大到小依次為國有企業(yè)、非國有企業(yè)和全樣本，說明國有企業(yè)在杠桿率更高時，金融化水平對研發(fā)效率才會出現(xiàn)門檻效應(yīng)。根據(jù)表6的門檻估計值，將國有企業(yè)按照杠桿率劃分為低杠桿（LEV≤0.400）、中杠桿（0.400＜LEV≤0.692）和高杠桿（LEV＞0.692）三組，將非國有企業(yè)劃分為低杠桿（LEV≤0.292）、中杠桿（0.292＜LEV≤0.619）和高杠桿（LEV＞0.619）三組，結(jié)合杠桿率的描述性統(tǒng)計結(jié)果，表明無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，大部分公司均處于中杠桿區(qū)間。

表6 門檻值估計結(jié)果

利用雙重門檻面板回歸模型驗證杠桿率是否存在門檻效應(yīng)，以及不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的差異性，具體參數(shù)估計結(jié)果如表7所示。從表中可以發(fā)現(xiàn)，三組樣本的回歸結(jié)果均顯示金融化水平對研發(fā)效率具有顯著的影響，且相比國有企業(yè)，非國有企業(yè)的金融化水平對研發(fā)效率的影響程度更大。低杠桿和中杠桿的企業(yè)金融化對研發(fā)效率具有顯著的正向影響效應(yīng)，而高杠桿的企業(yè)金融化對研發(fā)效率具有顯著的負(fù)向影響效應(yīng)。這表明樣本企業(yè)金融化對研發(fā)效率的影響程度和影響方向會隨杠桿率的不同而產(chǎn)生明顯差異，即知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化與研發(fā)效率之間會因杠桿率的不同而呈現(xiàn)顯著的倒U型非線性區(qū)間效應(yīng)。H2得到驗證。

表7 門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文以研發(fā)效率為切入點，以2015—2019年知識產(chǎn)權(quán)密集型上市公司為研究樣本，采用面板門檻模型證明知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化水平與研發(fā)效率的關(guān)系以及杠桿率的門檻效應(yīng)，得到以下結(jié)論：（1）知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)適度金融化能夠提升研發(fā)效率，而過度金融化會抑制研發(fā)效率，兩者之間存在倒U型關(guān)系。（2）知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)的金融化適度水平為0.133以內(nèi)，超過27.06%的企業(yè)處于過度金融化狀態(tài)，在此狀態(tài)下提高金融化水平會對研發(fā)效率產(chǎn)生抑制作用。（3）杠桿率在知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)金融化對研發(fā)效率的影響中存在雙重門檻效應(yīng)。當(dāng)杠桿率低于0.498時，金融化促進(jìn)研發(fā)效率；當(dāng)杠桿率高于0.498時，金融化阻礙研發(fā)效率。（4）相比非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)在杠桿率更高時金融化對研發(fā)效率才會出現(xiàn)門檻效應(yīng)，而非國有企業(yè)金融化對研發(fā)效率的影響程度要大于國有企業(yè)。

根據(jù)上述研究結(jié)果，提出如下政策建議：（1）對于管理層而言，一是注重企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展，及時優(yōu)化和調(diào)整金融投資項目，不斷提高金融化水平適度性，防止金融投資擠占原本用于生產(chǎn)性投資、研發(fā)投資等方面的資金。二是克服資本逐利性和短視性，立足創(chuàng)新，依托技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)升級提升企業(yè)研發(fā)效率，改善實體經(jīng)營狀況。三是將杠桿率納入制定金融投資戰(zhàn)略的考慮范圍，當(dāng)企業(yè)杠桿率較高時，不應(yīng)再盲目地進(jìn)行金融投資。（2）對于政府部門而言，一是為知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)提供更多的創(chuàng)新政策支持，進(jìn)一步加大對實體產(chǎn)業(yè)的匡扶力度，著力降低知識產(chǎn)權(quán)密集型企業(yè)的稅費負(fù)擔(dān)，豐富其融資渠道，繼續(xù)堅持營改增、創(chuàng)新增值稅稅率簡并等措施，營造良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)和實業(yè)投資氛圍。二是相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)該規(guī)范金融投資審批機(jī)制，并根據(jù)企業(yè)不同金融資產(chǎn)配置設(shè)定相應(yīng)的準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，同時對過度金融資產(chǎn)投資的企業(yè)要加強(qiáng)監(jiān)管力度，全過程、全方位監(jiān)測此類企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營情況、資金配置情況和風(fēng)險承擔(dān)情況，防止資金“空轉(zhuǎn)”套利。