韓先鋒 惠寧

摘要：基于所有制差異視角，采用中國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)2011～2014年上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門(mén)檻回歸技術(shù)考察了研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的非線性影響效應(yīng)。結(jié)果表明：研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)不同所有制企業(yè)績(jī)效的影響均存在顯著的三門(mén)檻效應(yīng)；研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)績(jī)效之間的非線性關(guān)系表現(xiàn)出明顯的所有制差異；企業(yè)規(guī)模、金融支持、資本結(jié)構(gòu)等因素對(duì)不同所有制企業(yè)績(jī)效的影響也表現(xiàn)出顯著的差異。

關(guān)鍵詞：所有制差異；研發(fā)投入強(qiáng)度；企業(yè)績(jī)效；門(mén)檻效應(yīng)

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.04.12

中圖分類(lèi)號(hào)：F272 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-8409（2016）04-0056-04

Threshold Effect of R&D Investment on Performance of Emerging Strategic Companies

Abstract：Based on the differences in ownership， the panel data of listed companies in emerging strategic industries of China from 2011 to 2014 is adopted to examine the nonlinear effects of R&D investment on companies performance using threshold regression techniques. The results shows that： the effect of R&D intensity on the increase in the performance of companies with different ownership takes on significant threethreshold effect； the nonlinear relationship between R&D intensity and companies performance shows significant differences in ownership； the impacts of the company scale， financial support， capital structure and other factors on the performance of companies with different ownership also show significant ownership differences.

Key words：ownership difference； R&D intensity； companies performance； threshold effect

當(dāng)前，大力推動(dòng)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展已成為中國(guó)政府實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式由“投資驅(qū)動(dòng)”轉(zhuǎn)向“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”的重要舉措。對(duì)于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)而言，其又好又快發(fā)展的實(shí)質(zhì)是產(chǎn)業(yè)的升級(jí)和高端化，而產(chǎn)業(yè)升級(jí)和高端化目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要標(biāo)志是增長(zhǎng)績(jī)效水平的不斷提升，其根本路徑在于企業(yè)創(chuàng)新。毫無(wú)疑問(wèn)，研發(fā)活動(dòng)在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展過(guò)程中起著舉足輕重的作用。然而，研發(fā)投入作為一種要素投入也可能存在邊際效率遞減的規(guī)律，當(dāng)超過(guò)某個(gè)臨界值時(shí)，研發(fā)投入就不會(huì)再產(chǎn)生等比例的投資回報(bào)[1]，即二者之間可能不僅僅是簡(jiǎn)單的線性關(guān)聯(lián)。對(duì)于企業(yè)和政府來(lái)說(shuō)，只有準(zhǔn)確且全面把握研發(fā)活動(dòng)對(duì)戰(zhàn)略性新興企業(yè)發(fā)展的影響，相應(yīng)的科技政策和研發(fā)措施才能有的放矢。因此，探究研發(fā)投入與戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效之間是否存在非線性關(guān)聯(lián)就具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效或效率的關(guān)系探討一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題，現(xiàn)有研究對(duì)二者之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)尚存在一定分歧?？傮w表現(xiàn)為：①研發(fā)投入有利于企業(yè)績(jī)效或效率水平提升。Hu等研究得出自主研發(fā)有利于企業(yè)生產(chǎn)率提高的結(jié)論[2]，Sharma也得到了類(lèi)似結(jié)論[3]。②提高研發(fā)投入不利于企業(yè)績(jī)效或效率水平提升。Lantz和Sahut研究表明，R&D投資對(duì)企業(yè)凈收入、回報(bào)等財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)指標(biāo)均有顯著抑制作用[4]。陳剛發(fā)現(xiàn)，本地R&D資本對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)產(chǎn)生了明顯的阻礙作用[5]。③研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效或效率之間的關(guān)系尚不確定。Lin分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)與企業(yè)績(jī)效之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系[6]。Fernandes也指出R&D并不一定能夠促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的提高[7]。

而針對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的相關(guān)研究才剛剛起步，僅少部分文獻(xiàn)涉及其績(jī)效或效率問(wèn)題[8，9]，尚缺少定量化的經(jīng)驗(yàn)研究，尤其是缺乏對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展背后的原因進(jìn)行探析。當(dāng)前，鮮有研究涉及考察研發(fā)投入與戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，對(duì)其非線性關(guān)系的研究就更為少見(jiàn)，幾乎沒(méi)有研究基于所有制差異視角對(duì)二者之間的關(guān)系進(jìn)行剖析。鑒于此，本文擬基于中國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)2011～2014年上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，采用面板門(mén)檻回歸技術(shù)，從所有制差異的視角重點(diǎn)探討研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效之間的非線性關(guān)系及其門(mén)檻特征，以期為戰(zhàn)略性新興企業(yè)的又好又快發(fā)展提供理論參考。

1研究設(shè)計(jì)

11數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)設(shè)計(jì)

本文所涉及的數(shù)據(jù)主要來(lái)自Wind咨詢(xún)金融數(shù)據(jù)庫(kù)，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)的年度報(bào)告、招股說(shuō)明書(shū)等資料。截止2014年底，中國(guó)共有550家戰(zhàn)略性新興上市企業(yè)，鑒于數(shù)據(jù)的可獲性及連貫性，尤其是重點(diǎn)考慮到研發(fā)投入數(shù)據(jù)的披露情況，在剔除未公開(kāi)披露年度報(bào)告以及研發(fā)投入等變量存在缺失的樣本后，最終選取2011～2014年155家上市企業(yè)進(jìn)行研究。在此基于所有制差異視角從國(guó)有、民營(yíng)和公眾三個(gè)角度對(duì)研究樣本進(jìn)行了劃分（外資企業(yè)樣本過(guò)少，予以剔除）。結(jié)合戰(zhàn)略性新興企業(yè)的發(fā)展實(shí)際，對(duì)研究變量設(shè)定如下。

（1）企業(yè)績(jī)效。本文以戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效（eff）作為被解釋變量，選取主營(yíng)業(yè)務(wù)收入作為產(chǎn)出指標(biāo)，從業(yè)人數(shù)和固定資產(chǎn)分別作為勞動(dòng)要素和資本要素的投入指標(biāo)，并基于柯布—道格拉斯隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，運(yùn)用上述指標(biāo)和數(shù)據(jù)對(duì)戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效進(jìn)行測(cè)度。

（2）研發(fā)投入強(qiáng)度。本文的核心解釋變量為研發(fā)投入強(qiáng)度（rd），大多研究通常以企業(yè)年研發(fā)支出與企業(yè)年銷(xiāo)售收入的比值來(lái)表示，其是衡量企業(yè)研發(fā)投入時(shí)應(yīng)用最為廣泛的指標(biāo)[10]。因此，采用研發(fā)投入與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值來(lái)反映核心解釋變量，該比值越大表明研發(fā)投入強(qiáng)度越高。

（3）控制變量。對(duì)可能影響戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效的其他變量做了控制。包括：①企業(yè)規(guī)模（fs），采用總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)衡量；②資本結(jié)構(gòu)（caps），采用總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值衡量；③盈利能力（pro），選取（凈利潤(rùn)+利息費(fèi)用+所得稅）/平均資產(chǎn)總額作為衡量指標(biāo)；④營(yíng)運(yùn)能力（opc），選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來(lái)體現(xiàn)；⑤金融支持（fin），選取流通股占總股本比例反映；⑥股權(quán)集中度（own），選取大股東持股比例來(lái)體現(xiàn)。

12模型構(gòu)建

為了考察研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)不同所有制戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效影響的非線性效應(yīng)，本文基于Hansen提出的面板門(mén)檻數(shù)據(jù)模型（Threshold Panel Data Model）[11]，將上述三個(gè)樣本組劃分為多個(gè)區(qū)間，并分別對(duì)二者之間的非線性關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。建立如下計(jì)量方程：

effit=α0+α1rdit·I（rdit≤γ1）+α2rdit·I（rdit>γ1）+...+αnrdit·I（rdit≤γn）+αn+1rdit·I（rdit>γn）+θxit+εit（1）

其中，t為年份，i表示企業(yè)個(gè)體。I（*）是指示函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)的條件滿(mǎn)足時(shí)，取值為1，否則為0，rd為門(mén)檻變量，γ為門(mén)檻值，x表示控制變量集合，包括企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)等變量。

對(duì)模型（1）進(jìn)行簡(jiǎn)化，可以用矩陣形式表示：

effit=X（γ）α+ε（2）

給定任意γ，系數(shù)的最小二乘估計(jì)量（）為：

=[X*（γ）′X*（γ）]-1X*（γ）′·eff（3）

相應(yīng)地，回歸方程的殘差平方和為：

SSE1（γ）=（γ）′（γ）=eff′（1-eff（γ）′（X*（γ）′X*（γ）]-1X*（γ）′）·eff （4）

門(mén)檻值的估計(jì)量為：

=argminSSE1（γ）（5）

2（）=1n（T-1）*′（）*（）=1n（T-1）SSE1（γ）（6）

至此，能夠得到上述所有參數(shù)的估計(jì)量?？赏ㄟ^(guò)以下兩個(gè)檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證門(mén)檻模型使用的合理性：通過(guò)檢驗(yàn)門(mén)檻效應(yīng)是否顯著來(lái)驗(yàn)證門(mén)檻是否存在；考察門(mén)檻的估計(jì)值是否與真實(shí)值相等，門(mén)檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)的原假設(shè)H0為α1=α2，備擇假設(shè)H1為：α1≠α2。構(gòu)建的統(tǒng)計(jì)量為：

F1=SSE0（γ）-SSE1（）2（7）

其中，SSE0是在門(mén)檻存在性檢驗(yàn)的原假設(shè)下，模型估計(jì)得到的殘差平方和。Hansen通過(guò)自抽樣方法獲得了F統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布，得到拒絕原假設(shè)的概率值，構(gòu)建的似然比統(tǒng)計(jì)量為：

LR1（γ）=SSE1（γ）-SSE1（）2 （8）

LR統(tǒng)計(jì)量的分布是非標(biāo)準(zhǔn)的，其漸進(jìn)分布滿(mǎn)足c（α）=-2ln（1-α）時(shí)，當(dāng)LR1≤c（α）時(shí)，就可以拒絕原假設(shè)，從而得到門(mén)檻估計(jì)量的置信區(qū)間。

2實(shí)證結(jié)果及解釋

在使用面板門(mén)檻數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)前，本文首先采用方差膨脹因子（VIF）方法進(jìn)行了多重共線性診斷，發(fā)現(xiàn)計(jì)量回歸方程不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。在此基礎(chǔ)上，對(duì)研究樣本是否存在門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，利用Hansen提出的“自舉法”，通過(guò)重疊模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量2000次，估計(jì)出bootstrap P值。表1列示了所有制差異視角下的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。不同面板的研發(fā)投入強(qiáng)度門(mén)檻變量都通過(guò)了單門(mén)檻、雙門(mén)檻和三門(mén)檻檢驗(yàn)。其中，國(guó)有企業(yè)的門(mén)檻值分別是00003、00021和00315，民營(yíng)企業(yè)的門(mén)檻值分別是00018、00403和01205，公眾企業(yè)的門(mén)檻值分別是00058、00061和01120。表明所有制差異視角下研發(fā)投入強(qiáng)度與戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效之間均呈現(xiàn)復(fù)雜的非線性關(guān)系。

（1）對(duì)于國(guó)有戰(zhàn)略性新興企業(yè)，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度低于00003時(shí)，影響力度為正，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明此門(mén)檻區(qū)間內(nèi)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度介于00003～00021之間時(shí)，影響系數(shù)為11089，也通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明在此門(mén)檻區(qū)間內(nèi)研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響仍為正向效應(yīng)，但影響力度有所減弱；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度位于00021～00315之間時(shí)，影響力度為00757，且在1%的顯著性水平下

通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響在第三門(mén)檻區(qū)間內(nèi)仍為正向效應(yīng)，但影響強(qiáng)度進(jìn)一步減弱；而當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度水平高于00315時(shí)，此門(mén)檻區(qū)間內(nèi)的影響效應(yīng)開(kāi)始轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)值，其系數(shù)為-00025，亦在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度水平低于00315時(shí)，研發(fā)投入才會(huì)促進(jìn)企業(yè)績(jī)效水平提升，且這種促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)明顯的邊際效率遞減效應(yīng)，但當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度水平高于00315時(shí)，研發(fā)投入則會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生一定的抑制作用，即只有適度的研發(fā)投入水平才會(huì)促進(jìn)國(guó)有戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效，而過(guò)度的研發(fā)投入強(qiáng)度并不利于其績(jī)效水平提升。

（2）對(duì)于民營(yíng)戰(zhàn)略性新興企業(yè)，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度低于第一門(mén)檻值時(shí)，研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過(guò)第一門(mén)檻且小于第二門(mén)檻值時(shí)，研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效仍具有顯著的促進(jìn)作用，但影響系數(shù)減小為00525；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過(guò)第二門(mén)檻且小于第三門(mén)檻值時(shí)，其對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用亦顯著為正，但影響系數(shù)減小為00241；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過(guò)第三門(mén)檻時(shí)，其對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用仍為正，其值進(jìn)一步減小為00041，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)民營(yíng)戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效的影響呈現(xiàn)復(fù)雜的正向非線性效應(yīng)，且這種影響效應(yīng)存在明顯的邊際效率遞減規(guī)律。

（3）對(duì)于公眾戰(zhàn)略性新興企業(yè)而言，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度低于第一門(mén)檻值時(shí)，研發(fā)投入顯著地促進(jìn)了企業(yè)績(jī)效；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過(guò)第一門(mén)檻值且小于第二門(mén)檻值時(shí)，研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效仍具有顯著的促進(jìn)作用，但影響系數(shù)明顯增大，說(shuō)明促進(jìn)效應(yīng)有所增強(qiáng)；當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過(guò)第二門(mén)檻值且小于第三門(mén)檻值時(shí)，其對(duì)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用明顯減?。划?dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度跨過(guò)第三門(mén)檻值時(shí)，其對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用仍為正，其值進(jìn)一步減小為00025，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。不難發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)公眾戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效的影響表現(xiàn)出顯著的倒“U”型正向非線性效應(yīng)。

根據(jù)三個(gè)門(mén)檻值可以分別將三組樣本劃分為四種類(lèi)型，即：高研發(fā)投入強(qiáng)度、中高研發(fā)投入強(qiáng)度、中低研發(fā)投入強(qiáng)度以及低研發(fā)投入強(qiáng)度。表3為2014年不同所有制戰(zhàn)略性新興企業(yè)在不同門(mén)檻水平下的樣本分布情況?？梢钥闯觯孩?lài)?guó)有企業(yè)樣本主要集聚于第三門(mén)檻區(qū)間內(nèi)，占比達(dá)5385%，位于前三門(mén)檻區(qū)間內(nèi)的企業(yè)占比達(dá)8206%，表明當(dāng)前研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)絕大多數(shù)國(guó)有企業(yè)績(jī)效具有促進(jìn)作用，而在2014年研發(fā)投入強(qiáng)度低于第三門(mén)檻值的企業(yè)中有8571%的企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度尚處于0020以下，遠(yuǎn)低于第三門(mén)檻值00315，充分表明不斷提高研發(fā)投入強(qiáng)度仍可能是國(guó)有戰(zhàn)略性新興企業(yè)科技活動(dòng)的重要目標(biāo)；②民營(yíng)企業(yè)樣本主要位于第二門(mén)檻區(qū)間，其次是第三門(mén)檻區(qū)間，這兩個(gè)門(mén)檻區(qū)間內(nèi)企業(yè)占比超過(guò)80%，這些企業(yè)表現(xiàn)出中低研發(fā)投入強(qiáng)度和中高研發(fā)投入強(qiáng)度特征；③公眾企業(yè)樣本主要聚集于第三門(mén)檻區(qū)間和第一門(mén)檻區(qū)間，區(qū)間內(nèi)樣本占比分別為4375%和3125%，多數(shù)樣本主要表現(xiàn)為中高研發(fā)投入強(qiáng)度和低研發(fā)投入強(qiáng)度特征。

由控制變量可知，企業(yè)規(guī)模對(duì)公眾企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)效應(yīng)最大，對(duì)國(guó)有企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)效應(yīng)次之，對(duì)民營(yíng)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用最??；資本結(jié)構(gòu)不利于國(guó)有企業(yè)和公眾企業(yè)績(jī)效提升，且其對(duì)公眾企業(yè)績(jī)效的抑制作用大于國(guó)有企業(yè)，但資本結(jié)構(gòu)顯著地促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)績(jī)效改善；盈利能力、營(yíng)運(yùn)能力對(duì)國(guó)有企業(yè)和公眾企業(yè)績(jī)效均產(chǎn)生了顯著的抑制作用，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)績(jī)效的影響作用不明顯；金融支持對(duì)公眾企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用最大，對(duì)民營(yíng)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用次之，而對(duì)國(guó)有企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)效應(yīng)最??；股權(quán)過(guò)度集中不利于國(guó)有企業(yè)績(jī)效水平提升，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)和公眾企業(yè)績(jī)效的影響效應(yīng)并不明顯。表明所有制差異視角下，戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效提升的原因表現(xiàn)出明顯差異，也反映了其績(jī)效提升的差異是受到研發(fā)投入強(qiáng)度、企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)等諸多共同作用而形成的。

3結(jié)論與建議

本文利用2011～2014年中國(guó)155家戰(zhàn)略性新興上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，基于所有制差異的視角，運(yùn)用面板門(mén)檻回歸模型實(shí)證探究了研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效影響的異質(zhì)門(mén)檻效應(yīng)及其門(mén)檻特征。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有制差異視角下研發(fā)投入強(qiáng)度與戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效之間存在顯著的異質(zhì)非線性關(guān)系：①研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)不同所有制企業(yè)績(jī)效的門(mén)檻效應(yīng)不同，反映了不同所有制企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的優(yōu)化標(biāo)準(zhǔn)不一致；②對(duì)于國(guó)有企業(yè)，只有適度的研發(fā)投入水平才會(huì)促進(jìn)其績(jī)效水平提升，而過(guò)度的研發(fā)投入并不利于其績(jī)效水平提升；③對(duì)于民營(yíng)企業(yè)，研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其績(jī)效的影響呈現(xiàn)復(fù)雜的正向非線性效應(yīng)，且這種效應(yīng)存在明顯的邊際效率遞減規(guī)律；④對(duì)于公眾企業(yè)，研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)其績(jī)效的影響表現(xiàn)出顯著的倒“U”型正向非線性效應(yīng)。另外，企業(yè)規(guī)模、金融支持、資本結(jié)構(gòu)等因素均對(duì)戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生顯著的異質(zhì)影響。

上述結(jié)論可以得到如下啟示：①對(duì)于國(guó)有戰(zhàn)略性新興企業(yè)，由于大多數(shù)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度水平遠(yuǎn)低于第三門(mén)檻值，因此提高研發(fā)投入強(qiáng)度仍可能是國(guó)有戰(zhàn)略性新興企業(yè)未來(lái)較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)科技活動(dòng)的重要目標(biāo)。對(duì)于民營(yíng)戰(zhàn)略性新興企業(yè)和公眾戰(zhàn)略性新興企業(yè)在進(jìn)行研發(fā)投入的同時(shí)，應(yīng)更關(guān)注其對(duì)研發(fā)資源的管理能力，只有有效協(xié)調(diào)和整合研發(fā)、信息、人力等眾多資源，不斷提升企業(yè)對(duì)研發(fā)資源的管理能力，才能更好地提升企業(yè)對(duì)研發(fā)資源的使用效率；②戰(zhàn)略性新興企業(yè)科技活動(dòng)要充分注重研發(fā)資源的優(yōu)化配置，應(yīng)重點(diǎn)在核心技術(shù)和關(guān)鍵技術(shù)上進(jìn)行資源聚焦投入，適當(dāng)減少對(duì)通用技術(shù)和一般技術(shù)等非核心技術(shù)的研發(fā)投入；③政府應(yīng)根據(jù)所有制差異視角下戰(zhàn)略性新興企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的異質(zhì)門(mén)檻水平，實(shí)施差異化的研發(fā)補(bǔ)貼政策和稅收優(yōu)惠政策，科學(xué)合理地引導(dǎo)和支持企業(yè)開(kāi)展科技創(chuàng)新活動(dòng)；④戰(zhàn)略性新興企業(yè)績(jī)效的提升并非單純地取決于研發(fā)投入強(qiáng)度，還受到企業(yè)規(guī)模、金融支持、資本結(jié)構(gòu)等諸多因素的共同影響，只有當(dāng)研發(fā)投入與這些因素有效結(jié)合起來(lái)時(shí)，才能更有效促進(jìn)企業(yè)績(jī)效水平的提升，但同樣應(yīng)關(guān)注到上述諸多因素共同作用下的所有制差異。

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（責(zé)任編輯：張勇）