地区腐败与企业战略导向：可持续发展还是短期利益攫取？

谭瑾，徐光伟

近年来,政府强调创新驱动发展战略，并出台不少鼓励企业自主创新的政策，但我国企业依然面临创新动力不足、创新投入较少等亟待解决的现实困境。与此同时，许多企业热衷于关系网络构建。2012年中国铁建股份有限公司以8.37亿元荣登A股上市公司业务招待费榜首，同期共有9家公司业务招待费过亿[1]。时值“八项规定”落实之际，巨额非生产性支出将这些企业推至舆论的风口浪尖。到底是什么因素导致我国企业关系文化盛行、吃喝过度，而创新投入却明显不足？

战略管理理论认为，企业存在两种不同的竞争战略导向：市场化战略和非市场化战略[2]。前者指企业注重通过人力资本和技术研发投资培育核心竞争能力，进而赢得市场竞争优势；后者则指企业借由关系网络等手段谋求政府扶持或庇护，以在市场中获得不对等的竞争地位。已有文献从多个角度[3-5]考察了企业战略导向选择的影响因素。尤其是近年来，学术界对企业非生产性支出和关系战略导向给予了高度关注[6]，并探讨了创新战略导向和关系战略导向之间的互动关系[7]。

制度环境是影响企业战略选择的重要变量。腐败程度则是反映一个国家或地区法律、经济、文化、政治等制度环境的重要指标。改革开放以来，中国经济取得了持续高速增长，但腐败问题也如影相随。腐败环境削弱了市场机制的有效性[8]，并对企业交易成本造成消极影响[9]，地区腐败程度显著抑制了企业家对生产性活动投入的意愿，同时提升了对非生产性活动投入的偏好，进而造成企业家活动配置扭曲。基于此，本文将宏观制度环境与微观企业决策有机结合，重点考察地区腐败环境对企业战略导向选择(创新战略导向VS关系战略导向)的影响效应及机理。

一、理论分析与研究假设

(一)政商生态与企业战略导向

政治环境对企业战略决策具有重要影响。从内涵来看，政治环境是一个地方政治生活现状和发展环境的反映，是党风、政风和社会风气的综合体现。政商生态关系作为政治环境影响微观企业决策的实现路径，直接决定着企业战略导向和行动选择。

传统政商关系模式充斥着“潜规则”和权钱交易，表现为中国高速经济增长中如影随形的官员腐败。在经济发展起步阶段，经济发展水平不高、市场体系不完善，抑制了市场在资源配置中的作用，权力机关成为有限资源分配的主导者。在此情景下，企业为获取稀缺资源及行业准入资格不得不参与寻租活动。同时，在儒家思想的长期影响下，注重“关系”的社会文化已内化为一种广泛认同的社会规范，并在正式制度缺失中成为一种可行的替代性制度安排[10]。在腐败的政商环境中，企业为规避不确定性、减少经营障碍，往往调整战略导向和资源投入，以关系网络投入替代投资回报周期长、风险高的创新投入。

(二)地区腐败与企业战略导向

企业战略选择对企业竞争优势的产生与维持至关重要。战略管理理论研究表明，企业竞争战略可以划分为两种类型：市场化战略导向和非市场化战略导向[2]。市场化战略导向从市场资源配置逻辑出发，强调企业通过培育核心竞争能力来获得持续发展，如技术研发和人力资本投资。非市场化战略导向从国家再分配政治逻辑出发，旨在探索与维护企业与政府“打交道”的途径，以谋求政治庇佑或特殊支持，如关系网络构建等。通过政治关系网络的构建与维持，政府资源配置向有利于企业发展的方向流动。

创新战略导向与关系战略导向作为影响企业成长的两种最重要的战略导向，反映了企业对资源配置的不同逻辑[7]。两种战略导向的平衡有助于企业克服成长缺陷。然而，实践中我国企业热衷于编织政商关系网络，呈现出“重关系、轻创新”的战略导向[11]。现有文献研究普遍认为知识产权保护不利制约创新动力，政策不确定性制约企业家创新热情，导致企业短视行为，却忽视了腐败环境迫使企业在制度同形压力下主动调整竞争战略导向的可能性。

微观企业行为和战略选择并非孤立事件，它在很大程度上受制于其面临的外部制度环境[12-14]。在中国新兴市场，企业战略决策离不开政府与市场的相互作用。从理论上看，基于新制度经济学的制度同形理论，企业为获取稀缺资源、寻求政治庇佑，往往在制度同形压力下扩大关系导向投入。一方面，中国呈现典型的“大政府、小市场”特征，政府拥有资源配置和行政管理权力。转型期不完善的法律制度与监管环境扩大政府自由裁量权，使得官员权力寻租空间提升。这导致企业不得不消耗更多时间和财力与政府官员打交道[15]。另一方面，中国式分权体制导致地区间GDP竞争激烈，使得地方政府有动机干预微观企业活动。在官员问责和监督机制不成熟情境下，地方利益集团为争夺中央政府资源极易导致权力腐败。与政府建立良好的关系便成为企业克服制度失效的一种积极反应和替代性机制，有助于帮助企业获得更多的制度支持[10,16]。此外，中国传统“关系文化”进一步催生了政企合谋的生态环境。政商关系不仅能为企业带来更多财政补贴和政府支持[17]，还有助于创业企业获得合法性认可，并减轻企业受政府惩罚的可能或程度。上述分析表明，在腐败越严重的地区，为降低交易成本、获取超额资源配置、规避制度环境不确定性带来的风险，企业往往更青睐于非市场化竞争策略，增加关系导向的资源投入。两种战略导向反映了企业对资源配置的不同逻辑。企业关系导向投入需要消耗大量资源，这必然挤占企业创新战略导向的资源投入[18]。据此提出假设1。

H1：地区腐败影响了企业战略导向选择：随着所在地区腐败程度增加，企业创新导向投入显著下降，关系导向投入则显著增加。

(三)地区腐败、产权性质与企业战略导向

根据资源禀赋理论，企业拥有资源的多寡与质量，决定其应对外部环境威胁的策略[19]。尤其是在政治权力主导关键资源配置的体制中，政府对不同控股主体的偏爱程度不同，赋予企业差异化的资源禀赋，从而政治庇佑引致不同产权性质企业战略导向存在异质效应。与资源丰富的国有企业相比，资源相对稀缺的非国有企业因缺乏足够的空间与灵活度，且在腐败环境加剧不确定性风险的共同作用下，将大幅减少高风险的创新战略导向投入。相对地，国有企业凭借天然的血统特权，在获取补贴、银行信贷资金和其他要素上存在明显优势[20-22]，有能力在运用创新战略导向时趋利避害，因而地区腐败对国有企业创新战略导向投入影响较弱。

腐败对微观经济体的影响存在“所有制依赖”[23]。一方面，国有企业管理者作为政府和企业界联系的桥梁，政府利益代理人和企业经理人的双重身份使其兼具经济代理动机和政治代理动机，这使得国有企业更加注重关系资本投入以实现管理者政治晋升。同时，国有企业往往更深刻嵌入政商关系中[6]，在制度同形影响下，更可能遵从腐败环境引致的超额关系资本配置需求。另一方面，非国有企业在市场竞争中处于弱势，受政府严格监管，相较于国有企业存在不平等对待[24]，为获取资源、减少经营阻力，不得不寻求政府支持。尤其在政府干预和官员腐败严重地区，企业通过建立政治关联寻求庇护的动机更强烈[25]。尽管腐败同样导致非国有企业关系战略导向倾向，但是非国有企业在激烈市场竞争中的核心竞争力仍然是技术创新，因此嵌入政商关系网络程度相对较低，受制度同形影响相对弱于国有企业。据此，本文提出假设2。

H2：地区腐败对不同产权性质企业战略导向具有非对称影响：地区腐败对创新战略导向的抑制效应在民营企业中更突出，而对关系战略导向的刺激作用则在国有企业中更明显。

二、研究设计

(一)模型设定与变量定义

为检验地区腐败对企业战略选择(关系战略导向vs创新战略导向)的影响，借鉴党力等[26]的方法检验假设2。本文将引入企业产权性质作为调节变量，构建如下模型：

Strategyit=α+β1Cottuptit+ΣControlit+εit

(1)

Strategyit=α+β1Cottuptit+β2Stateit+β3Cottuptit×Stateit+ΣControlit+εit

(2)

式中：因变量Strategyit代表截面i企业i年的战略导向，通过创新战略导向(R&D)和关系战略导向(ETC)两个指标反映。创新战略导向关注企业将自身资源转化为市场能力，而研发投入是企业资源投入和使用效率的体现，能较好反映企业创新水平变化[5]。关系战略导向强调企业从外部获得发展所需的资源[7]，且企业的业务招待费与差旅费支出能够帮助企业取得更优质的政府服务[26]。因此，选择研发投入占企业资产规模的比例度量企业创新战略导向，并借鉴Cai等[27]、周小宇等[7]的方法，以管理费用中业务招待费和差旅费之和作为企业关系战略导向的度量基础。主要解释变量是截面i企业t年的地区腐败程度(Corruptit)。用各省(自治区/直辖市)被检察机关立案的腐败案件涉案人数与该地区公职人员总数的比值来衡量地区腐败程度。根据已有文献[28]，还控制了可能影响企业战略导向的相关变量。

表1 变量定义

(二)样本选择与数据来源

选取2010—2016年沪深A股上市公司为研究样本，并剔除ST、PT公司、金融类公司、严重缺失的观测样本。为消除极端值影响，对主要连续变量在1%和99%水平上进行Winsorize缩尾处理，最终共获得11644个年度-公司观测值。其中，地区腐败基础数据源于《中国检察年鉴》及各省(区/市)年度检察报告，并经作者手工整理。创新战略导向、关系战略导向及公司层面的相关变量数据源于CSMAR及Wind数据库，其中关系投入中业务招待费和差旅费由作者手工整理财务报表附注中明细科目得到。

三、实证结果及分析

(一)描述性统计与单变量检验

表2 主要变量的描述性统计

主要变量的描述性统计结果(见表2)显示，地区腐败(Corrupti,t)最大值为0.695，最小值为0.030，说明部分地区腐败案件涉案人数比例较高；创新战略导向(R&D)的最大值为9.843，最小值为0，表明企业创新存在较大差异；关系战略导向(ETC)的最大值为2.114，最小值为-0.633，表明企业业务招待费与差旅费也存在较大差异。此外，为考察地区腐败程度差异对企业战略选择的影响，我们按地区腐败中值将样本划分为高腐败地区和低腐败地区两组，并对两类战略选择进行单变量均值检验，结果见表3。在高腐败地区，企业创新战略导向投入显著更低，而关系战略导向投入显著更高，与研究假设一致，初步说明研究假设的合理性。

表3 单变量均值检验

(二)腐败对企业战略导向的影响

为了考察地区腐败对企业战略导向的影响，进行主效应模型回归分析，结果见表4。模型1和模型2以创新战略导向为因变量，模型3和模型4则以关系战略导向为因变量，分别考察地区腐败如何影响企业创新战略导向和关系战略导向的选择。在模型1中，地区腐败与企业创新战略导向的回归系数为-1.542(t=-9.63)，当引入可能影响企业战略选择的控制变量后，二者仍呈显著负相关(β=-1.108；t=-6.86)。在模型3中，地区腐败与企业关系战略导向的相关系数为0.072(t=2.10)当引入控制变量后，二者仍显著正相关(β=0.080；t=2.28)。这表明，地区腐败对企业战略导向产生重要影响，即在腐败严重的地区，企业将削减研发投入、收缩创新战略导向，而增加关系资本投入、扩张关系战略导向，假设1得以证实。

表4 地区腐败与企业战略导向

(三)地区腐败对不同产权性质企业战略导向的非对称影响

为比较地区腐败对企业战略导向的影响因产权性质不同产生的差异，将产权性质与地区腐败的交互项引入模型，并进一步将样本划分为国有组与非国有组进行分组检验，结果见表5。其中，模型1和模型2列示了产权性质的调节效应，模型1中的交互项系数显著为正(β=1.827；t=5.90)，表明与国有企业相比，地区腐败对非国有企业创新战略导向的抑制效应更明显。分组检验结果表明，与国有企业相比，地区腐败与创新战略导向的负相关在非国有企业中更显著(β=-24.385；t=-8.04)。这表明，腐败的政商环境显著抑制了非国有企业创新动机。值得注意的是，尽管在国有企业与非国有企业组中，地区腐败与关系战略导向均显著正相关，但在国有企业中，相关系数绝对值和显著性水平(β=1.56；p<0.01)均显著高于非国有企业(β=1.134；0.05

表5 地区腐败、产权性质与企业战略导向

进一步地，为了考察非国有企业政治关联是否对地区腐败与企业战略导向产生影响，将企业政治关联(PC)引入模型，分别进行了调节效应检验与分组检验，结果见表6。其中，模型1和2列示了民营企业政治关联的调节效应，模型2中的交互项系数显著为负(β=-0.233；t=-2.31)，表明地区腐败对不存在政治关联的非国有企业关系战略导向投入刺激效应更明显。分组检验结果表明，当因变量为创新战略导向时，地区腐败在政治关联组和非政治关联组的相关系数均显著为负(p<0.01)，而在没有政治关联的组中，地区腐败的回归系数显著更低

表6 地区腐败、政治联系与非国有企业战略导向

(β=-2.153；t=-6.52)，这一定程度说明地区腐败对不存在政治关联的民营企业的创新战略导向抑制效应更强。当因变量为关系战略导向时，地区腐败在非政治关联组的相关系数显著为正(β=0.173；t=2.09)，而在政治关联组则不存在显著相关性。这意味着，地区腐败加剧了市场资源配置失衡。不存在政治关联的民营企业在激烈竞争中为获取政治庇佑、门槛准入等稀缺资源，不得不倾向关系战略导向投入。

(四)地区腐败与企业战略导向：企业规模的影响

企业规模是表征企业资源多寡的关键指标。面对不确定的营商环境进行战略决策时，企业需要权衡自身拥有的资源。姚晶晶等[29]从组织趋同视角考察发现，小规模企业因资源有限，行为选择更加依赖外部环境。为考察地区腐败对企业战略导向的影响是否因企业规模而存在差异，按资产规模将样本分为大规模和小规模两组进行检验，结果见7。在不同规模的企业中，地区腐败对企业创新战略导向的回归系数显著为负。但是与大规模企业相比，小规模企业创新战略导向与地区腐败负相关系数更低(β=-1.232；p<0.01)；同时，地区腐败导致小规模企业更倾向于关系战略导向投入，体现为腐败与关系战略导向倾向的系数在小规模企业显著为正(β=0.073；p<0.1)，而在大规模企业中不存在相关关系。上述结果意味着小规模企业战略导向更易受腐败环境影响。

表7 地区腐败与企业战略导向：企业规模的影响

(五)地区腐败与企业战略导向：行业异质性检验

在转型期的中国，由于稳定经济发展与调整产业结构的需要，微观经济活动受国家经济调控政策影响较大。具有产业导向色彩的政策，会给不同行业提供不同成长环境，进而导致企业选择差异化发展路径与战略。受“抓大放小”和“战略调整”改革策略惯性影响，放松非管制行业企业控制的政治成本相对更小，因而地方政府将进一步加强对管制性行业的控制[30]。行业管制的强化削弱了市场竞争机制在资源配置中的基础作用，导致企业创新动力不足。尤其是受到腐败环境的影响，政策依赖性较强的管制性行业企业更倾向于削减市场化竞争战略投入，导致企业创新战略导向投入大幅减少。同时，管制性行业与政府关系更为密切，在经营过程中相对较容易获取稀缺资源，而非管制性行业为谋求生存空间，不得不进行关系战略导向投入。因此，与管制性行业相比，地区腐败将导致非管制性行业企业更关注关系战略导向。

为检验上述预期，参照夏立军等[30]的分类标准与研究方法，将样本按行业属性划分为管制性和非管制性两类进行分组回归，结果见表8。当因变量为创新战略导向时，尽管地区腐败的相关系数均显著为负(p<0.01)，但管制行业组中的边际系数(β=-1.818)显著低于非管制行业组边际系数(β=-0.561)。当因变量为关系战略导向时，两组样本中的地区腐败影响差异显著，在非管制行业组中地区腐败显著增加了企业关系战略导向投入(β=0.132；p<0.01)，而在管制行业样本组中地区腐败与企业关系战略选择则不存在显著相关关系。这一结论与前述预期结论一致。

表8 地区腐败与企业战略导向：行业异质性检验

(六)稳健性检验

1．替代变量测量

为检验研究结论的稳健性，对变量进行替换。以检察院年度报告中披露的腐败案件数为基础，将地区腐败指标替换为“每百万公职人员腐败案件数”(Corruptaj)，并进行变量替换的稳健性检验，结果见表9。地区腐败与企业创新战略导向倾向存在显著负相关，与关系战略导向倾向存在显著正相关，表明即使改变因变量的测量方法，结论依然稳健。

表9 地区腐败替代变量稳健性检验

此外，以创新战略导向和关系战略导向的虚拟变量作为替代变量进行检验，即企业存在研发投入时，创新战略导向(DRD)设为1，否则为0；类似地，若企业关系投入大于0时，则关系战略导向(DETC)设为1，否则为0。结果依然与研究假设一致。

2．内生性问题处理

尽管以上研究结果表明，地区腐败显著影响企业创新战略导向和关系战略导向，但企业战略导向选择也可能受到其他外部因素影响。为减少内生性问题对研究结论的干扰，运用工具变量进行两阶段处理检验。首先，地区腐败可能受省长或省委书记来源(GY)的影响(1)若省长或省委书记均为异地调入，则GY为1，若本地提拔，则为0。“异地调入”包括异地调入任省长或省委书记，及任省长或省委书记之前的过渡任期少于5年的情形；若过渡期超过5年视为本地调入。。有研究表明，官员异地交流有助于破除官员“利益型关系网络”，进而降低官员腐败[31]。在当前行政体制下，省长或省委书记的决策对当地经济影响举足轻重。若地方一把手由本地官员提拔而非异地调入，则长期以来的关系网络极可能加剧地区腐败程度。其次，市场化进程(MKT)有利于减少政府对微观经济活动干预，而提升市场化水平是降低地区腐败程度的关键环节。参照王小鲁等[32]编制的地区“市场化指数”来衡量地区市场化程度。缺失的年度数据以其前后两年均值代替，且2015年和2016年未披露数据以预测值代替。因此，选取对地区腐败产生互斥影响的两个指标(官员籍贯地与任职地合一(GY)和市场化水平(MKT))作为工具变量，对模型进行两阶段最小二乘回归，结果见表10。在一阶回归中，自变量GY的回归系数显著为负，表明省长或省委书记由异地调入而非本地提拔则有助于抑制地区腐败。进一步地，MKT的回归系数显著为负，表明市场化水平显著抑制了地区腐败。在二阶回归中，地区腐败与创新战略导向显著负相关(β=-3.255，p<0.01)，与关系战略导向显著正相关(β=0.243，p<0.01)。这一结果与上文是一致的。

表10 地区腐败与企业战略导向：2SLS回归结果

前文的回归分析主要考察了地区腐败对企业创新战略导向和关系战略导向的影响，这可能忽略了两类战略之间的相关关系。通过相关性分析发现，样本企业的创新战略导向与关系战略导向之间确实存在显著的互补关系，这与周小宇等[7]的研究结论类似。为排除两类战略选择的内生性问题，进一步采用倾向得分匹配(PSM)的方法，分别以是否有创新战略导向投入或关系战略导向投入进行样本配对，并以配对后的样本重新检验假设。具体方法如下：首先，以是否提出创新战略导向(DRD)为虚拟变量进行匹配，结果表明是否存在关系投入(DETC)对创新战略导向(DRD)产生显著影响。同时，负债水平(LEV)、资本密集度(CI)、管理者风险厌恶度(RA)、盈利能力(ROA)、两职合一(DUAL)、管理层持股(MSR)、企业年龄(AGE)、产权性质(STATE)亦存在不同程度影响，并基于Logit模型的拟合值计算PSM值，采用“最邻近匹配”方法一比一配对，根据配对样本重新检验地区腐败与企业创新战略导向的关系。其次，以是否存在关系投入(DETC)虚拟变量为基础进行匹配发现，创新战略导向(DRD)对关系投入(DETC)产生显著影响。遵循前述做法再次进行PSM配对，并根据配对样本重新检验地区腐败与企业关系战略导向的关系，结果见表11。在控制因变量内生性后的配对样本回归分析中，模型1—4反应地区腐败对配对样本企业创新战略导向的影响，模型5—8为地区腐败对企业关系战略导向配对样本的影响。无论战略导向因变量为虚拟变量或连续变量，地区腐败均显著抑制企业创新战略导向倾向，加剧关系战略导向倾向。这说明研究结论具有较强的稳健性。

表11 PSM配对后地区腐败与企业战略导向关系的检验结果

3.双重差分检验：反腐新政

为保证研究结论的可靠性与稳健性，进一步利用双重差分方法(DID)进行稳健性检验。首先，使用虚拟变量Post区分事件前后窗口期(2)选取2010—2012年作为事件前窗口期，Post设为0；2013—2016年作为事件后窗口期，Post设为1。，2012年党的十八大以来中国政府在全国展开了大规模的深度反腐行动，该事件作为一项外生性政策为准自然实验提供了应用场景。一般地，反腐败对以往地区腐败更严重地区的企业战略决策影响更显著，而对于以往地区腐败程度较轻地区的企业影响较弱。因此，假设反腐政策冲击对不同腐败程度地区存在差异，分组依据为前文中使用的各地区腐败指数。具体而言，计算事件发生以前年度各地区腐败指数均值，并以此为基准将样本划分为高腐败地区与低腐败地区，分别对应处理组(Treat=1)和控制组(Treat=0)，检验结果见表12。从表中可以看出，全样本组因变量ETC列中交互项POST×TREAT的系数在10%水平上显著为负，表明反腐新政实施后企业的关系战略导向投入显著下降。进一步考察反腐新政对国有与非国有企业的不同影响效应。在非国有企业中，反腐新政之后企业关系战略导向投入显著降低，而在国有企业中表现不显著。这表明相较于国有企业，非国有企业关系战略导向受反腐政策影响更加明显。然而，反腐新政实施之后企业创新战略导向的变化并不显著，这可能受到遗漏变量、政策效果迟滞等因素的影响。尽管如此，双重差分检验结果仍能够部分证实本文的主要研究假设。

表12 反腐败、产权性质与企业战略：双重差分检验

四、研究结论与政策建议

基于沪深A股上市公司2010—2016年数据考察了地区腐败对企业战略导向选择的影响效应及机理。实证结果表明：第一，地区腐败显著影响了企业战略导向选择。随着所在地区腐败程度增加，企业创新战略导向投入显著下降，关系导向投入则显著增加。第二，地区腐败对不同产权性质企业的战略导向影响呈非对称特征。地区腐败对创新战略导向的抑制效应在民营企业中表现更突出，而对关系战略导向的刺激作用则在国有企业中表现更明显；但将政治关联因素引入模型后，地区腐败导致不存在政治关联的非国有企业展开更激进的关系战略导向投入。第三，地区腐败对不同规模企业影响效应存在差异，小规模企业战略导向更易受地区腐败环境的影响。与大规模企业相比，地区腐败导致小规模企业创新战略导向下降幅度更大、关系战略导向投入增加更显著。第四，地区腐败对管制性行业战略导向选择的影响更加明显，即地区腐败导致政策依赖性强的管制行业企业更倾向选择关系战略导向，弱化创新战略导向。本研究从微观企业层面拓展了对腐败经济后果的理论认知，丰富了腐败领域的研究文献；从制度层面深化了对转型期我国企业战略决策内在特殊逻辑的理解，为我国企业创新动力不足现象提供了一个新的合理解释。

政策启示在于：首先，政府应积极构建“亲”“清”政商关系，优化营商环境。当前中国经济正面临经济增长速度向经济增长质量转型期，正由资源消耗型向技术创新型社会转型，企业创新动力和创新能力尚处于萌芽和起步阶段，亟须外部环境庇佑和政策引导。转型经济中的腐败形势扭曲了政商关系、挫伤了企业创新积极性，使企业在战略选择中更倾向于短期利益攫取，而忽视可持续发展。因此，进入高质量发展阶段，将遇到以往高速增长阶段未曾遇到的新挑战、新问题、新矛盾，积极推进反腐败、构建“亲”“清”新型政商关系、优化营商环境是激发企业创新动力、促进产业转型升级的重要举措。其次，企业应改变“路径依赖”发展模式，积极增加自主创新投入。在企业决策与战略选择过程中路径依赖的存在往往使企业陷入转型困境。制度环境对企业战略导向决策产生显著影响，在腐败环境下企业长期依赖关系战略导向，导致创新投入不足。但随着改革的深入，市场在资源配置中基础性地位逐渐凸显。腐败抑制了市场竞争机制的发挥，传统依托关系战略导向的资源依赖型发展模式严重制约了经济增长。尤其在中国经济发展步入新阶段的当下，在新旧发展方式转变过程中，不仅需要营商环境优化作为根本保障，还需要企业根据环境变迁及时调整发展战略，转变“路径依赖”发展模式是使企业摆脱转型困境、激发创新活力的重要路径。