政策性负担、战略变革与国有企业创新:作用机制与实证检验

陈安惠,刘庆丰,李 慧

(中铁开发投资集团有限公司,昆明 650504)

一、引言与文献综述

国有企业作为坚持公有制主体地位的组织基础和制度保障,是引领中国特色社会主义市场经济建设的重要力量,不仅要承担巩固社会主义基本经济制度、弥补市场缺陷、保障国家经济安全等政治使命,还要作为独立市场主体参与市场竞争,完成国有资本做强做优做大等经济使命,使国有企业更好发挥解放和发展先进生产力的作用,承担好引领现代化经济体系建设的使命(綦好东,2022)[1]。因此,国有企业在承担巩固社会主义基本经济制度、弥补市场缺陷、保障国家经济安全等政治使命时,不可避免地会承担大量的政策性负担,具体体现在冗员、员工福利、维护社会稳定、财政负担等方面(林毅夫和李志赟,2004)[2];国有企业作为独立市场主体参与市场竞争,在完成国有资本做强做优做大等经济使命时,要求和民营企业一样追求效益最大化;在更好发挥解放和发展先进生产力的作用,承担好引领现代化经济体系建设使命时,要求国有企业完善创新体系、增强创新能力、激发创新活力,促进产业链创新链深度融合,提升国有企业原创技术需求牵引、源头供给、资源配置、转化应用能力,打造原创技术策源地(李红娟和刘现伟,2022)[3]。因此,国有企业在承担政策性负担的同时,既要追求效益最大化,也要实现创新引领,必然要求通过战略变革来实现。战略变革对企业适应外部环境变化、保持或获取竞争优势至关重要(Mackay和Chia,2013;朱丽等,2018)[4～5],进行有效的战略变革是国有企业在激烈的市场竞争中塑造核心竞争力、实现高质量发展的重要一环(李春玲等,2021)[6],同时也是提升国有企业创新水平和创新能力的重要途径。

当前,国有企业改革面临“内部治理外部化、外部治理内部化”的现象。其中,外部治理内部化是指企业承担了企业外部的社会性负担。因此现有文献大多认为政策性负担对国有企业产生消极影响(李维安,2014)[7]。例如,黄亮等(2021)[8]研究发现,企业因承担政策性负担而发生的不必要支出会直接挤占研发支出所需的资金,从而抑制创新。魏巍和王云芳(2022)[9]认为在资金与资源短缺的情况下,企业为了承担政策性负担会一定程度上挤出创新投资。陈林(2018)[10]认为国有企业所承担的社会责任和政策负担使它具有较强的预算软约束,并不适宜开展重大创新,进而无法实现自身发展的最优化运作。

在这种背景下,如何激励国有企业创新成为学者们探究的热点。由于国有企业高管、职业经理人等多来源于政府直接任命,意味着政府掌握着国有企业经理人的任免权,并且其决策是政府的意志体现。根据委托代理理论,此时国有企业高管、职业经理人有较大的概率为了自身政治前途,会主动承担政策性负担。企业管理层是企业的管理者,高管是企业的核心人力资本,他们在企业内部扮演着极其重要的角色,不同特征的高管具有不同的认知模式,继而会极大地影响公司的方方面面(Hambrick和Mason,1984)[11]。因此,现有文献多是从高管薪酬或者高管激励入手,探究对国有企业创新绩效的影响效应。例如,李秉祥等(2014)[12]通过引入高管激励机制作为调节变量发现,薪酬激励与股权激励的提高可以有效促进管理防御下的研发投入。张文锋等(2021)[13]研究发现政府下辖的国有企业高管薪酬激励和股权激励等显性激励不显著,只有高管控制权激励和外部市场激励等隐性激励显著,交互作用结果比较复杂,隐性激励与年薪激励相互增强,隐性激励与股权激励相互抑制。同时,彭若弘和李怡斐(2022)[14]则从高管结构性激励视角分析,发现持股激励和晋升激励会缓解政策性负担与国有企业创新绩效的不利作用(持股激励更明显),而薪酬激励反而会加剧该不利影响。也有部分学者从国企存在的代理问题、资源浪费、特权主义以及高额工资等视角展开分析,发现资源冗余会进一步削弱国企创新的意愿,使得他们更加倾向于通过风险规避来保持已有的优势地位,削弱了国有企业将创新资源转换为创新产出的能力(喻贞等,2020)[15]。

不难发现,现有研究存在的问题主要为:政策性负担对国有企业创新的影响及两者之间的作用机制并未得到合理解释。虽然部分学者从高管激励机制、冗余资源、企业寻租(于博和王云芳,2020)[16]等角度分析了对国有企业创新的影响,但是国有企业政策性负担对企业创新影响的传导机制以及抑制政策性负担对国有企业创新消极影响机制的研究视角有待进一步拓展。例如,政策性负担是如何影响国有企业战略变革,并进一步影响到国有企业创新。基于上述原因,本文试图将政策性负担、战略变革、国有企业创新三者纳入一个统一分析框架展开分析,揭示战略变革在政策性负担对国有企业创新影响中的传导机制以及抑制政策性负担对国有企业创新消极影响的机制。其贡献在于:第一,从战略变革的视角揭示战略性变革在政策性负担对国有企业创新影响的作用机制;第二,基于国有企业承担政策性负担的现实背景,考虑到教育背景、职能背景和海外背景等高管特征对企业战略选择的影响,揭示抑制政策性负担对国有企业创新消极影响的作用机制。

二、理论设计与研究假设

(一)政策性负担与国有企业创新

现有研究从理论上分析了政策性负担与国有企业创新的关系多基于信息不对称理论,使得政府难以区分国有企业创新水平不高是由于经营战略问题导致的还是政策性负担引发的?本文认为国有企业承担政策性负担不利于自身创新水平的提升。理由如下:第一,尽管国有企业高管是由政府任命,但高管团队依旧会有追求个人利益的机会主义行为,包括更多的财务舞弊行为,更宽松的内控缺陷标准等(杨清香等,2009;王俊和吴溪,2017)[17～18]。此外,企业为构建政治关联,往往会承担更多的政策性负担。高管团队承担政策性负担,会使得企业部分资金用于非企业经营、研发上,难免会降低资金的使用效率,再加上创新投资是一个更为复杂、系统的工程(何涌和谢磊,2022)[19],使得国有企业高管团队对创新持谨慎态度,此时企业高管不愿意展开过多的创新活动。尽管部分高管会有积极的企业家精神,但也会因为将部分资金用于政策性负担,导致研发资金不足,进行的长期研发活动也仅仅是低端创新活动。例如,外观专利的改进和实用新型专利的申请,使企业整体创新水平处于低端水平。第二,国有企业大部分是高技术行业,高技术行业对创新的要求更高,因此为了提升研发的成功概率以及分散部分研发的风险,大部分企业会进行协同创新。若进行协同创新的国有企业都承担一定的政策性负担,那么企业间需支付政策性负担成本外还需承担协同成本,包括知识转移、构建知识畅通网络等。例如,叶伟巍等(2014)[20]研究发现,知识转移过程会受到知识内隐、外显特质的影响,隐性知识的粘滞特征造成内隐性知识的转移不同于一般能量或物质的转移,需要更多外力的作用。综上,提出如下假设:

H1:国有企业承担大量政策性负担不利于提升其创新水平,即政策性负担与国有企业创新能力成负向关系。

(二)政策性负担、战略变革与国有企业创新

当前环境中不确定事件和突发变化日益增多,无疑增加了企业的经营压力,影响了战略目标的实现。这就要求企业通过持续性的战略变革调整商业模式,进行创造性活动来动态匹配不断变化的外部环境。然而在实践中并非所有企业都会适时调整自身战略以响应外部环境,它们甚至可能会忽视外部环境变化并表现出典型的战略惰性(Mcclelland,2014)[21],并且企业战略变革实施是需要条件的,并非一蹴而就。绩效驱动战略变革是战略变革研究领域的主要观点之一(宋铁波等,2018)[22],战略变革的成功依赖于企业管理层对市场信息的敏锐度以及管理功底的扎实度(叶秋彤和李雅婷,2021)[23]。当国有企业管理层都为自身政治前途,带领企业去承担政策性负担,则会分散管理层的注意力,影响了组织绩效,降低了管理层对市场信息的敏锐度,错过企业展开战略变革的最佳时机。因此政策性负担与战略变革呈负相关。张明等(2020)[24]认为,战略变革被认为是企业实现转型升级的有效途径,通过实证研究发现,居安思危谋变革能够帮助企业获取并维持竞争优势。当国有企业进行战略变革时,势必会打破原有的经营流程,优化组织结构,使得企业在满足正常运转外,必然会增加对创新活动的支持,以稳固甚至扩大自身对市场的影响力。在复杂环境中,若企业未适时调整战略以动态匹配外部环境,则企业战略与外部环境之间的错位将越来越大,进而削弱企业的市场竞争优势,最终导致企业被市场淘汰(万赫等,2021)[25]。反之,企业积极调整自身战略,主动融入创新大潮中,则会确保自身的生存和发展。因此,战略变革与国有企业创新呈正相关关系。综上,提出如下假设:

H2:政策性负担通过企业战略变革的传导机制影响国有企业创新能力。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

选取2010—2020年沪深两市A股上市企业为研究样本,并对初始数据做了以下处理:剔除了ST、*ST样本;剔除了金融类样本;剔除了数据存在严重缺失值的样本。在数据来源方面,企业财务、高管特征等数据均来自国泰安数据库和万德数据库,企业专利数据来自Ifnid数据库。

(二)模型构建

首先检验政策性负担对国有企业创新的直接影响。考虑到当期的政策性负担对企业创新水平可能存在一定的滞后期,因此参照主流学者的做法,将国有企业创新水平滞后一期,构建如下计量模型:

innovationit+1=ρ0+ρ1burdenit+∑controlit+εit

(1)

其次检验企业战略变革对两者关系的中介效应。参照温忠麟等(2004)[26]的做法,通过逐步回归法进行中介效应检验。在通过公式(1)检验后,再进行如下检验:

changeit=θ0+θ1burdenit+e1

(2)

innovationit+1=θ0+θ2burdenit+θ3changeit+1+e2

(3)

其中:innovationit+1表示第i个国有企业第t+1年的创新水平,burdenit表示第i个国有企业第t年的政策性负担,changeit表示第i个国有企业第t年的战略变革程度,εit、e1和e2为随机误差项。公式(2)检验了企业战略变革与政策性负担的关系,公式(3)检验了国有企业创新与战略变革的关系。若中介效应存在,则ρ1、θ1和θ2须通过显著性检验。

(三)变量设计

1.国有企业创新(innovation)

专利拥有量能够较好地反映企业创新水平,包括发明专利、实用新型专利和外观专利。本文参照Hsu等(2014)[27]和李静怡等(2020)[28]的做法,使用研究年度内实际拥有的专利数量总额来度量国有企业创新。考虑到国有企业间专利数量存在较大差异,为避免量纲对模型造成的影响,对专利数量进行如下标准化处理:

(4)

其中:X*为标准化之后的企业创新水平,X为原始数据,μ和σ分别为原始数据的均值和标准差。通过公式(4)处理后,企业创新水平数值就在均值为0、方差为1的标准正态分布中,从而消除了数据量级的差异,进而保证了分析结果的稳健性。

2.政策性负担(burden)

由于国有企业承担大量的政策性负担,主要体现在冗员、员工福利、维护社会稳定、财政负担等多个方面(Lin和Tan,1999[29];林毅夫和李志赟,2004[2]),因此借鉴廖冠民和沈红波(2014)[30]的做法,将公司超额雇员率作为政策性负担的代理变量。该指数基于Liao等(2009)[31]、Bai等(2005)[32]的研究,并经过更换模型和删除员工人数(50、200和250),得到计算公式如下:

(5)

其中:ExEmp代表超额雇员率,指国有企业政策性负担,Emp_firm代表国有企业员工数量,Sales_firm代表企业销售收入,Emp_ind代表企业所处行业的平均员工人数,sales_ind代表企业所处行业的平均销售收入。

3.企业战略变革(change)

企业战略变革反映了关键战略资源的配置发生改变的程度。参照Tang等(2011)[33]、祝振铎等(2018)[34]和万赫等(2021)[25]的研究,使用广告强度(广告支出与销售收入的比值)、研发强度(研发支出与销售收入的比值)、非生产性支出比率(非生产性支出与销售收入的比值)、固定资产更新率(固定资产净值与固定资产总值的比值)、存货收入比(存货与销售收入比值)、财务杠杆系数(负债与股东权益的比值)六项指标的算数平均值来作为企业战略变革的代理变量。

4.控制变量

基于邵传林和王丽萍(2016)[35]和景明禹等(2022)[36]的研究成果,本文在实证分析过程中还加入了以下变量:财务绩效(TobinQ)、企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、现金流比例(Cashflow)、应收账款占比(REC)、存货占比(INV)、固定资产占比(FIXED)、营业收入增长率(Growth)、董事人数(Board)、独立董事比率(Indep)和第一大股东持股比率(top1)。表1全面反映了各个变量。

表1 变量设计

表1(续)

四、实证分析

(一)描述性统计与相关性分析

表2为主要变量的描述性统计结果。国有企业创新水平的均值为424.135,最小值和最大值分别为10和9920,由此可见中国国有企业创新水平参差不齐,具有较大差异。政策性负担与企业战略变革的标准差分别为1.857和0.268,表明国有企业间承担的政策性负担和进行战略变革的程度也存在较大差异。在进行回归之前需对各个变量进行多重共线性检验。若变量间存在多重共线性问题,则会造成估计偏误。本文使用方差膨胀因子(VIF)来反映变量之间是否存在多重共线性问题。从结果来看,VIF的均值为1.33,各个变量的VIF值均小于2,远远低于共线性阈值(10),因而不存在严重的多重共线性问题。表3为相关性分析,反映了变量间的皮尔逊相关系数。企业创新与政策性负担的相关系数为负(-0.027),与企业战略变革的相关系数为正(0.047),可初步判定政策性负担与国有企业创新水平呈负相关关系,企业战略变革与国有企业创新呈正相关关系。另外,各个变量的相关系数均小于0.5,再次反映变量间不存在多重共线性问题,为后续研究奠定了基础。

表2 主要变量的描述性统计

表2(续)

表3 相关性分析

(二)基准回归

表4为政策性负担-国有企业创新关系的核心检验结果。在基准回归中,采用了递进式的回归策略。(1)列未加入控制变量,政策性负担的回顾系数为-0.060,在5%水平下显著,意味着政策性负担对国有企业创新具有显著的抑制作用。(2)列将控制变量引入实证模型后,政策性负担的回归系数为-0.070,依然在1%水平下显著,表明加入控制变量后,政策性负担对国有企业创新仍然表现出显著的抑制作用。因此H1成立。

表4 基准回归

此外,将样本分为地方国有企业和中央国有企业,展开异质性分析。(3)列、(4)列为政策性负担与地方国有企业创新水平的回归结果,政策性负担的回归系数分别为-0.092和-0.111,均在5%水平下显著,表明政策性负担对地方国有企业依然存在严重的负向影响作用。(5)列和(6)列为政策性负担与中央国有企业创新的回归结果,通过观察结果可知,政策性负担在未加入控制变量和引入控制变量后,其系数都为负数,都未通过最低显著性水平检验,表明政策性负担对于中央国有企业创新水平的负向影响并不显著。可能的原因:一方面是由于地方国有企业高管的晋升与政策性负担息息相关,导致中央国有企业和地方国有企业承担的政策性负担存在较大差异,使得地方国有企业高管容易产生短视行为,不愿意开展耗时长、风险高的创新活动,忽略了企业的长期发展。另一方面是中央国有企业拥有的要素资源多于地方国有企业,承担的政策性负担不足以对创新活动产生显著影响。

(三)稳健性检验

为检验上述基准估计结果的稳健性,进行如下的稳健性检验:第一,选取带有较强财务信息的控制变量。当期的财务水平直接影响当期的创新水平,因此将控制变量和企业创新水平纳入到同一期展开回归,即将所有控制变量滞后一期。第二,考虑了外部金融环境对国有企业创新的影响。2015年中国发生了大规模股灾,若将2015年的数据纳入回归模型中,可能导致估计结果出现偏差,因此在此部分稳健性检验中将2015年的数据剔除。第三,更换时间窗口。剔除2010—2012年的数据样本,仅考虑样本年限为2013—2020年的数据样本。第四,更换模型。由于国有企业创新数据存在显著的“断尾”特征,是明显的受限被解释变量,因此可用面板Tobit来验证政策性负担与国有企业创新的影响关系。表5为稳健性检验的回归结果。(1)列为将控制变量滞后一期后政策性负担对国有企业创新的回归结果,政策性负担的回归系数为-0.066,在5%水平下显著;(2)列为剔除2015年数据后政策性负担对国有企业创新的回归结果,政策性负担的回归系数为-0.071,在5%水平下显著;(3)列为缩短时间窗口后的稳健性检验结果,政策性负担的回归系数为-0.071,在10%水平下显著;(4)列为使用面板Tobit的回归结果,政策性负担的回归系数为-0.052,在5%水平下显著。上述结果表明基准回归结果具有较强的稳健性。

表5 稳健性检验结果

表5(续)

(四)内生性检验

将核心被解释变量滞后一期,可较好地减小内生性对本研究的影响,但还有可能存在一定的内生性问题。例如,高研发企业,尤其是高质量的研发企业,可能更不依赖政府研发补贴或其他类型的政府扶持,因此,通过政治联系,如承担政策性负担来争取相关资源的意愿会较弱,此时,二者也会出现负相关,所以内生是可能存在的。本文试图为核心解释变量寻找适宜的工具变量来克服内生性问题,准确地识别政策性负担与国有企业创新之间的因果关系,故将政策性负担滞后一期作为工具变量,并使用二阶段最小二乘法进行回归。表6为内生性检验的回归结果。(1)列为自变量与工具变量的回归结果,工具变量的回归系数为0.066,在1%水平下显著;(2)列为政策性负担预测值与国有企业创新的回归结果,其中政策性负担预测值的回归系数为-0.265,在10%显著性水平下显著,该结果与基准回归结果类似,因此可认为不存在内生性问题。

表6 内生性检验(1)工具变量为滞后一期的解释变量,第一阶段的回归为解释变量与滞后一期解释变量的回归;第二阶段为因变量与预测的解释变量的回归,burden为预测值,进而消除了可能存在的内生性问题。

表6(续)

五、拓展分析

(一)机制检验

此部分利用公式(2)和公式(3)探究了政策性负担是通过何种路径影响国有企业创新水平,选取的中介变量为企业战略变革,表7为传导机制检验结果。(1)列为政策性负担与企业战略变革的直接效应,其中政策性负担的回归系数为-0.019,在1%水平下显著,表明政策性负担越高时,企业战略变革的程度就越低;(2)列为企业战略变革与创新的影响效应,企业战略变革的回归系数为0.150,在10%水平下显著,表明企业战略变革与创新呈正相关关系。上述结果意味着政策性负担抑制国有企业创新的原因是政策性负担使得国有企业不愿进行战略变革,从而导致国有企业创新水平低下,即政策性负担-企业战略变革-国有企业创新这一路径得到验证,H2成立。

表7 传导路径检验

表7(续)

(二)调节效应

前文研究表明政策性负担对国有企业创新存在显著的抑制作用,这种抑制效应是通过降低企业战略变革造成的。我们研究问题应不止于问题,而是找到解决方法,以求弱化政策性负担对国有企业创新的负向影响。在现代公司制度下,高管是公司的核心决策者,高管的个人特征能够很大程度上解释公司的资本结构、投资决策和组织架构(程远等,2021)[37]。高阶梯度理论认为高管特征与公司绩效关联(Li等,2019)[38]。姜付秀等(2009)[39]提出,高管的年龄、任期、学历背景等个体特征可能影响企业的战略选择和投资行为。因此本文从高管特征入手,探究高管哪些特征能够弱化政策性负担对国有企业创新的负面影响。高管的教育背景、职能背景和海外背景作为高管最重要的三个特征势必对企业的决策产生影响。教育背景反映了管理层认知能力与专业技术水平,使用高管的学历作为代理变量,其中大专以下赋值为1,大专赋值为2,本科赋值为3,硕士赋值为4,博士赋值为5。高管的职能背景反映了管理层掌握专业知识的范围,借鉴黄越等(2011)的研究[40],将生产职能赋值为1,市场、销售职能赋值为2,研发、技术、信息职能赋值为3,财务、证券、会计职能赋值为4,管理、法律、政府工作人员职能赋值为5。高管的海外背景作为人生重要的历练阶段,反映了拥有高质量教育背景的管理层掌握的先进知识技能,其中海外任职赋值为1,海外求学赋值为2,无海外背景赋值为3。因此,要解决上述问题需从高管特征入手。

构建如下计量模型:

innovationit+1=β0+β1burdenit+β2burdenit×featureit+β3featureit+β4controls+εit

(6)

其中:innovationit+1、burdenit、controls和εit与前文意义一致,featureit代表高管特征,分别为高管的教育背景、职能背景和海外背景,burdenit×featureit代表政策性负担与高管特征的交互项,若高管特征能够缓解政策性负担对企业创新的负向作用,达到调节的目的,β2则显著为负。表8为高管特征调节作用的回归结果。(1)列为引入高管教育背景和政策性负担与高管教育背景的交互项,交互项的回归系数为-0.308,在1%水平下显著,意味着若国有企业的高管具有较高的教育水平,则能够缓解政策性负担对创新的抑制作用。(2)列为引入高管职业背景和政策性负担与高管职业背景的交互项,交互项的回归系数为-0.667,在5%水平下显著,意味着若国有企业的高管具有较为丰富的职能背景即反映在知识、技能和能力方面的异质性,被认为是组织创新驱动要素之一(Qian等,2013)[41],则能够缓解政策性负担对创新的抑制作用。(3)列为引入高管海外背景和政策性负担与高管海外背景的交互项,交互项的回归系数为-0.619,在1%水平下显著,意味着若国有企业的高管具有较丰富的海外背景,则能够缓解政策性负担对创新的抑制作用。

表8(续)

以上结果说明,高管的教育背景、职能背景和海外背景特征弱化了政策性负担对国有企业创新的抑制效应。原因如下:第一,高管的学历越高,表明接受新思想和适应环境变化能力较强,社会地位较高,此时高管较低层次的需求可能已经得到满足。根据马斯洛需求层次理论,对于国有企业高管来说,当低层次需求被满足时,他将有很大的动机通过战略变革来提升组织的灵活性,进而增强企业创新水平,使得国有资产保值增值,这是因为事业上的成功一方面能够满足其更高层次需求(自我实现),另一方面能够为其政治前途奠定一个坚实的基础。第二,高管拥有的职能背景越丰富,越能够为组织提供更广泛的知识、技能和视角,可以提升组织资源获取与整合的能力,有助于拓展企业资源获取宽度,构建丰富的外部社会网络,为企业创新带来丰富的资源和信息。第三,有海外背景的高管,具有国际化的思维方式和管理理念,更乐于接受新思想和获取新信息,其创新意识更强。在制定企业发展战略的过程中,这类高管会根据其海外社会关系网掌握国际发展动态以及科技前沿,以提高技术创新投入水平的方式应对国内外市场挑战。

表9为高管特征在政策性负担与企业战略变革中的调节效应。(1)列为政策性负担与高管教育背景对企业战略变革的影响,其中政策性负担和政策性负担与高管教育背景的交互项的符号相反;(2)列为政策性负担与高管职能背景对企业战略变革的影响,其中政策性负担和政策性负担与高管职能背景的交互项的符号相反;(3)列为政策性负担与高管海外背景对企业战略变革的影响,其中政策性负担和政策性负担与高管海外背景的交互项的符号相反。可见,高管特征反向调节政策性负担与企业战略变革的影响效应,即高管教育背景、高管职能背景和海外背景能够增强企业战略变革意愿,进而削弱政策性负担对国有企业创新水平的抑制作用。

表9 高管特征在政策性负担与企业战略变革中的调节效应

表9(续)

六、结论和政策建议

本文以2010—2020沪深A股上市国有企业为研究样本,分析了政策性负担对国有企业创新水平的影响效应及其作用机制。得到如下结论:政策性负担显著抑制了国有企业创新水平,这种效应对地方国有企业存在显著影响,对中央国有企业并不显著;政策性负担通过降低企业战略变革抑制了企业创新;高管的教育背景、职能背景和海外背景能够弱化政策性负担对企业创新的负向影响。

基于以上结论,提出如下政策建议:第一,持续深化国有企业改革。政府应明确职能界限,降低政府对国有企业经营的不当干预,减轻国有企业政策性负担,并积极变剥离“政策性负担”的治标为“产权改革”的治本,进一步优化国企股权结构。第二,合理配备高管团队。考虑到国有企业在承担政策性负担的背景下,高管教育背景、高管职能背景和海外背景能够增强企业战略变革意愿,进而削弱政策性负担对国有企业创新水平的抑制作用,因此需要完善高管人才选聘机制,充分发挥高管教育背景、多种职能背景和海外背景的优势,带动组织创新活力,提升组织创新水平。