國企混改、高管職業(yè)背景與企業(yè)創(chuàng)新

楊張萌 王鑫斌 （副教授/博士） （天津師范大學管理學院會計學系 天津 300387）

一、引言

我國國有企業(yè)的經(jīng)營范圍涵蓋了關(guān)系國計民生的多個領(lǐng)域，如何使其建立健全市場化管理經(jīng)營機制、激發(fā)創(chuàng)新活力、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，一直以來都是國企改革的重中之重。黨的十八屆三中全會指出，積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟是今后深化國有企業(yè)改革、完善基本經(jīng)濟制度的重要實現(xiàn)形式；黨的十九大報告指出，為了實現(xiàn)從“做強做優(yōu)做大國有企業(yè)”到“做強做優(yōu)做大國有資本”，從“培育具有國際競爭力的國有骨干企業(yè)”到“培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)”的轉(zhuǎn)變，要深化國有企業(yè)改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟。可以看出，混合所有制改革是當下及未來一段時間我國國有企業(yè)謀求長效發(fā)展的基本改革路徑。由于國有企業(yè)所有者缺位以及由此產(chǎn)生的內(nèi)部人控制問題嚴重，相比于市場經(jīng)濟中自負盈虧、以市場化為導(dǎo)向且具有有效激勵約束機制的非國有企業(yè)來說，國有企業(yè)的創(chuàng)新活力有待提升，尤其是在國家實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略、加快建設(shè)創(chuàng)新型國家的時代背景下。隨著混合所有制改革的不斷深化，研究國企混改與企業(yè)創(chuàng)新之間的內(nèi)在聯(lián)系，對于促進國有企業(yè)充分發(fā)揮創(chuàng)新排頭兵作用、提升核心競爭力具有十分重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

本文以2007—2020年我國滬深A(yù) 股國有上市企業(yè)的數(shù)據(jù)為樣本，嘗試對以下問題進行探究：國企混改是否從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的角度促進了企業(yè)創(chuàng)新？基于高階梯隊理論，高管創(chuàng)新職業(yè)背景是否能影響國企混改與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系？

本文的研究貢獻在于：（1）豐富了關(guān)于國企混改經(jīng)濟后果和企業(yè)創(chuàng)新影響因素領(lǐng)域的研究；（2）在國企混改背景下，基于高階梯隊理論，從董事的決策職能、高管的執(zhí)行職能、監(jiān)事的監(jiān)督職能三方面考察其職業(yè)背景對企業(yè)創(chuàng)新的具體影響，擴展了基于國企混改框架下高管特質(zhì)作用領(lǐng)域的研究；（3）為進一步深化國企改革、提高國有企業(yè)自主創(chuàng)新能力提供了一定的實踐啟示。

二、理論分析與研究假說

從政企關(guān)系角度出發(fā)，有學者認為地方政府為了實現(xiàn)自身的社會目標和政治目標，會將一些政策性負擔轉(zhuǎn)移給國有企業(yè)（Lin et al.，1998），很可能使國有企業(yè)在承擔較多政策性負擔的情況下，不得不放棄風險較高的創(chuàng)新投資項目（許為賓等，2019），即使這些創(chuàng)新項目有助于增進公司競爭力和長期價值最大化（陳林等，2019）。同時，國企所承受的政策性負擔也導(dǎo)致了預(yù)算軟約束的產(chǎn)生，而嚴重的預(yù)算軟約束又使得國企的資金浪費較為嚴重（林毅夫等，2004），可能難以長期持續(xù)為創(chuàng)新活動注入資金。因此，國企開展創(chuàng)新活動的能力不強。

從管理者角度出發(fā)，有學者認為國有企業(yè)所有權(quán)虛置，且缺乏對經(jīng)理人的有效監(jiān)督和激勵機制（Laffont et al.，1993），所有者缺位問題使經(jīng)理人原本清晰的誠信責任變得模糊，導(dǎo)致國有企業(yè)代理問題更加嚴重（李壽喜，2007）。國企主要采用行政化的管理手段和由政府直接或間接任免高管的方式，使得被委任的高管同時具有“經(jīng)濟人”和“政治人”的雙重身份（楊瑞龍等，2013），而創(chuàng)新活動具有不確定性，整體投入金額大、回報周期長、風險高，需要對創(chuàng)新活動帶來的前期研發(fā)投入高昂、后期研發(fā)產(chǎn)出失敗具有較高的容忍度（Manso，2011），但擁有“政治人”身份的高管為了追求短期內(nèi)的快速政治晉升，更愿意選擇投入少、回報快的投資項目，導(dǎo)致過度規(guī)避風險的代理問題的產(chǎn)生。因此，國企開展創(chuàng)新活動的意愿不高。

隨著國企混改的進行，一方面，非國有股東天然的“逐利動機”帶有顯著的“經(jīng)濟人”特征，更加注重企業(yè)資金使用效率的提升，開始聚焦于有助于實現(xiàn)企業(yè)長期價值最大化的創(chuàng)新項目。同時，有些非國有股東具有長遠的投資視野和優(yōu)秀的價值發(fā)現(xiàn)能力，不僅能識別出具有發(fā)展前景的創(chuàng)新項目，避免過度投資，還能提高投資回報率，促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。因此，國企的價值創(chuàng)造力（王艷華等，2022）和開展創(chuàng)新活動的能力被提升。另一方面，國企混改引入了非國有股權(quán)，國有股“一股獨大”的局面被改變，在非國有股東話語權(quán)的提升和國家積極倡導(dǎo)國企混改的外部環(huán)境的雙重影響下，原有的行政化管理模式逐漸淡化，選聘方式也由原來“自上而下的政府官員式”過渡為市場化選聘（鄭志剛，2020），高管的“經(jīng)濟人”身份開始凸顯，市場化薪酬激勵他們以企業(yè)長遠利益為導(dǎo)向來開展創(chuàng)新活動。因此，國企開展創(chuàng)新活動的意愿被提升。

綜上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：國企混改能促進企業(yè)創(chuàng)新。

由于國企自上而下的行政化任命機制，被任命者可能缺乏開展創(chuàng)新活動所需的專業(yè)性?；诟唠A梯隊理論，高管的背景會影響其認知能力和感知能力，使得他們的行為方式存在差異，進而影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營（Hambrick 和Mason，1984）。在國企混改的背景下，具有創(chuàng)新職業(yè)背景的高管能有效發(fā)揮自己的職能。首先，多年的創(chuàng)新執(zhí)業(yè)經(jīng)驗使高管深刻認識到創(chuàng)新是企業(yè)培養(yǎng)核心競爭力的關(guān)鍵，對創(chuàng)新益處的認知能力使其開展創(chuàng)新活動的意愿得到提升；其次，執(zhí)業(yè)過程中磨練的卓越洞察力使高管具有創(chuàng)新感知能力，有利于幫助企業(yè)及時抓住具有長遠發(fā)展前景的創(chuàng)新機會，他們所累積的專業(yè)知識也能對創(chuàng)新活動開展過程中遇到的問題進行解答，成為企業(yè)順利開展創(chuàng)新活動的主力軍。同時，為了更好地滿足企業(yè)發(fā)展的需要，通過市場化的選聘方式會吸納很多具有創(chuàng)新視野和創(chuàng)新專業(yè)知識的人才，滿足開展創(chuàng)新活動所需的專業(yè)性。在我國上市公司治理結(jié)構(gòu)中，進行經(jīng)營投資決策是董事會的基本功能（謝志華等，2011），創(chuàng)新活動開展與否、投入金額多少、是否中止創(chuàng)新活動也主要受到董事會的影響，國企混改使得董事敢創(chuàng)新、能創(chuàng)新，促進了企業(yè)創(chuàng)新；而高層管理者主要是向董事會遞交開展創(chuàng)新活動的議案、執(zhí)行董事會的決議，并對公司和全體股東的利益負責，但其也可能出于自利動機，在執(zhí)行業(yè)務(wù)過程中“不作為”或“亂作為”，從而損害創(chuàng)新效益，隨著國企混改的開展，所有者缺位及由此產(chǎn)生的內(nèi)部人控制問題得到緩解，高層管理者“經(jīng)濟人”的身份驅(qū)使其為獲得高額報酬而積極促進企業(yè)創(chuàng)新；監(jiān)事的主要職能是對董事和高級管理人員的行為進行監(jiān)督，但國有企業(yè)監(jiān)事的監(jiān)督能力常常因所有者缺位而受到董事和高級管理人員“內(nèi)部人控制”行為的制約，國企混改使得混合所有制企業(yè)的監(jiān)事會治理能力更強（楊鍇和趙希男，2018），在企業(yè)積極進行創(chuàng)新研究的整個過程中，對董事和高級管理人員的行為進行監(jiān)督，從而促進企業(yè)創(chuàng)新。

綜上分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：在國企混改的背景下，有創(chuàng)新職業(yè)背景的董事能促進企業(yè)創(chuàng)新。

H3：在國企混改的背景下，有創(chuàng)新職業(yè)背景的高層管理者能促進企業(yè)創(chuàng)新。

H4：在國企混改的背景下，有創(chuàng)新職業(yè)背景的監(jiān)事能促進企業(yè)創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文從CSMAR數(shù)據(jù)庫中選取了2007—2020年滬深A(yù)股上市企業(yè)為初始研究樣本。本文選擇2007年作為研究起點，主要考慮到：2007年股權(quán)分置改革完成后，非國有資本進入國有上市公司的情況才逐漸普遍。同時，對初始數(shù)據(jù)進行了如下篩選：（1）因為本文的研究視角是“國企混改”的經(jīng)濟后果，故只保留產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為“國有”的樣本公司；（2）剔除ST、*ST等類型的樣本公司；（3）剔除金融行業(yè)的樣本公司；（4）剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本；（5）剔除數(shù)據(jù)異常的樣本，如：資產(chǎn)負債率大于1。最終得到11 065個觀測值，為了消除異常值的影響，本文對所有相關(guān)連續(xù)變量都進行了上下1%的Winsorize 處理。

（二）變量定義

1.企業(yè)創(chuàng)新：參考李莉等（2018）的研究，以企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重來衡量創(chuàng)新投入（R&D）。參考張蕊等（2020）的研究，以滯后一期的公司發(fā)明專利、實用新型、外觀設(shè)計的申請總數(shù)加1 后的自然對數(shù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出（Patent）。

2.國企混改：參考曹越等（2020）的研究，以國企前十大股東中非國有股東持股比例之和是否超過10%來衡量國企混改（Mixstructure），當非國有股東持股比例之和大于10%時，Mixstructure取值為1，否則取值為0。

3.高管職業(yè)背景：參考劉中燕（2021）的研究，以具有創(chuàng)新職業(yè)背景的董事、高層管理者、監(jiān)事的人數(shù)分別加1后的自然對數(shù)來衡量具有創(chuàng)新職業(yè)背景的董事（Innovdir）、高層管理者（Innovexe）、監(jiān)事（Innovsup）。

4.控制變量：參考劉運國等（2016）、馬新嘯等（2021）、湯泰劫等（2020）的研究，本文選取虧損、資產(chǎn)負債率、權(quán)益凈利率、成長性、審計意見、市凈率、公司規(guī)模、上市年限、現(xiàn)金流量作為回歸分析的控制變量。除此之外，還控制了行業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。變量符號和定義見下頁表1。

表1 控制變量定義

（三）模型設(shè)計

為了檢驗國企混改與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了如下回歸模型：

為了檢驗國企混改背景下，高管職業(yè)背景與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了如下回歸模型：

其中，Innov表示具有創(chuàng)新職業(yè)背景的董事（Innovdir）、高層管理者（Innovexe）和監(jiān)事（Innovsup）。

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

由表2變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，R&D的最大值為0.131，最小值為0，均值為0.017，Patent的最大值為9.325，最小值為0，均值為2.233，表明樣本公司的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出程度存在較大差異，研究其影響因素具有重要現(xiàn)實意義；Mixstructure的均值為0.322，表明樣本中有32. 2%的國企具有混合股權(quán)結(jié)構(gòu)。其余變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果不再贅述，詳見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

由表3變量Spearman和Pearson的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果可知，Mixstructure與R&D、Patent的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，初步驗證了假設(shè)1。除此之外，各個變量的VIF 值都小于3，遠小于10，控制變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值均未超過0.7，表明它們之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 Spearman（Pearson） 相關(guān)系數(shù)

（三）單變量檢驗

表4列示了國企混改對創(chuàng)新投入以及創(chuàng)新產(chǎn)出影響的單變量檢驗結(jié)果，從均值和中位數(shù)的對比可以看出， T檢驗和Wilcoxon Z 檢驗結(jié)果均在1%的水平上顯著，初步驗證了假設(shè)1。

表4 單變量檢驗

（四）實證結(jié)果分析

下頁表5列示了國企混改與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的檢驗結(jié)果。表5第（1）列和第（3）列是未考慮公司特征、行業(yè)效應(yīng)、年度效應(yīng)的情況，回歸結(jié)果顯示，Mixstructure的回歸系數(shù)分別為0.004和0.432且均在1%的水平上顯著；第（2）列和第（4）列是加入相關(guān)控制變量之后的情況，回歸結(jié)果顯示，Mixstructure的回歸系數(shù)分別為0.002和0.080且均在1%的水平上顯著，表明國企混改提升了企業(yè)積極開展創(chuàng)新活動的能力和意愿，從而顯著促進了企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，證實了假設(shè)1。此外，在控制變量方面，與現(xiàn)有文獻基本一致，其中，Liability與R&D、Patent均在1%的水平上負相關(guān)，說明企業(yè)的長期償債能力會限制企業(yè)創(chuàng)新活動的開展；Pb與R&D 、Patent均在1%的水平上正相關(guān)，說明股東財富的增加會促使企業(yè)積極開展創(chuàng)新活動。

表5 國企混改與企業(yè)創(chuàng)新

表6列示了在國企混改背景下，高管職業(yè)背景與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的檢驗結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，在第（1）、（4）列中，Mixstructure與Innovdir的交乘項系數(shù)在R&D組顯著，而在Patent組不顯著，表明董事創(chuàng)新職業(yè)背景對國企混改與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，可能原因是其主要職能是決策公司的各項事宜，創(chuàng)新投入金額的多少也恰恰需要董事進行決議，而創(chuàng)新產(chǎn)出主要涉及決議之后的落實層面。在第（2）、（5）列中，Mixstructure 與 Innovexe的交乘項系數(shù)分別為0.003、0.106，且分別在1%、5%的水平上顯著，表明高級管理人員創(chuàng)新職業(yè)背景對國企混改與企業(yè)創(chuàng)新投入及產(chǎn)出之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，可能原因是高級管理人員作為企業(yè)發(fā)展的中堅力量，不但要為企業(yè)創(chuàng)新活動的開展獻計獻策，還要統(tǒng)籌安排創(chuàng)新活動的落實情況，驗證了假設(shè) 3。在第（3）、（6）列中，Mixstructure與Innovsup的交乘項系數(shù)在R&D組顯著，而在Patent組不顯著，表明監(jiān)事創(chuàng)新職業(yè)背景對國企混改與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，可能原因是相對于創(chuàng)新投入來說，創(chuàng)新產(chǎn)出是一個漫長且復(fù)雜的過程，即使監(jiān)事具有與創(chuàng)新相關(guān)的專業(yè)知識，其監(jiān)督職能也難以覆蓋到創(chuàng)新活動的方方面面。

表6 國企混改、高管職業(yè)背景與企業(yè)創(chuàng)新

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量法。為了控制國企混改和企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在的反向因果問題，本文參考祁懷錦等（2021）的研究，采用前十大股東中非國有股東持股比例之和的行業(yè)年度中位數(shù)（剔除自身）作為國企混改的工具變量（Mixstructure_IV），原因在于：一方面，同一行業(yè)的企業(yè)所具有的特征和所需資源比較類似，滿足相關(guān)性要求；另一方面，同行業(yè)其他企業(yè)的非國有股東持股比例不會對企業(yè)自身創(chuàng)新水平產(chǎn)生直接的影響，滿足外生性要求。同時，該工具變量也通過了不可識別檢驗（Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量）和弱工具變量檢驗（Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量）。運用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸的結(jié)果如表7所示，第（1）列中，Mixstructure_IV 的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，說明工具變量選取有效，在第（2）列和第（3）列中，Mixstructure的回歸系數(shù)分別為0.131和7.025且均在1%的水平上顯著，說明在控制可能存在的互為因果問題之后，假設(shè)1仍得到證實。

表7 工具變量法和Heckman兩階段模型

2.Heckman兩階段模型?？紤]到可能存在某些因素使得一些國企更愿意參與混改，而另一些則不愿意參與，使得樣本可能存在自選擇偏差問題，本文參考湯泰劫等（2020）、馮慧群和郭娜（2021）的研究，運用Heckman兩階段模型進行回歸，在第一階段回歸中，除模型1的所有控制變量外，還增加了第一大國有股東的持股比例（Top_S）和董事長與總經(jīng)理是否兩職合一（Dual）這兩個控制變量進行國企是否愿意參與混改的Probit 回歸，并計算出逆米爾斯比率（Imr）；在第二階段中，將第一階段估計得出的逆米爾斯比率（Imr）作為控制變量代入模型1中進行回歸，結(jié)果如表7所示。表7第（4）列中，Top_S 和Dual的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明控制變量選取有效；在第（5）列和第（6）列中，Imr的回歸系數(shù)分別為-0.002、-0.328，Mixstructure的回歸系數(shù)分別為0.001和0.074且均在1%的水平上顯著，說明在控制樣本自選擇偏差之后，假設(shè)1仍得到證實。

3.傾向得分匹配法（PSM）。由于企業(yè)創(chuàng)新受到眾多因素的影響，且單變量檢驗表明Mixstructure=0和Mixstructure=1兩組樣本之間的創(chuàng)新水平確實存在較大的差異，因此可能存在某些公司特征方面的因素既影響國企混改又影響企業(yè)創(chuàng)新，造成內(nèi)生性問題。參考耿云江和馬影（2020）的研究，本文采取傾向得分匹配法（PSM）以緩解公司特征方面的變量對國企混改和企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的影響。具體地，本文根據(jù)控制變量進行最鄰近且無放回的1∶1匹配，從而得到配對樣本。同時，對配對樣本進行平衡性檢驗，結(jié)果如表8所示，平衡后的均值偏差（%bias）均小于10%，說明處理組和控制組在公司特征方面不存在顯著差異，滿足平衡性假設(shè)；通過下頁圖1比較匹配前后的核密度圖可以看出，匹配后兩組樣本的核密度曲線非常相近，說明“共同支撐集”范圍比較大，滿足共同支撐假設(shè)。最后，對兩組樣本按模型1進行回歸，結(jié)果如下頁表9所示，Mixstructure的回歸系數(shù)分別為0.002、0.072，且分別在1%、5%水平上顯著，表明在控制內(nèi)生性問題之后，假設(shè)1仍得到證實。

表8 平衡性檢驗

圖1 匹配前后核密度圖

表9 傾向得分匹配法

4.改變樣本區(qū)間?？紤]到2008年全球金融危機對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動可能產(chǎn)生重大影響，為了保證樣本公司處于一個相對穩(wěn)定的外部環(huán)境之下，參考曹越等（2020）的研究，本文刪除2007年、2008年的樣本數(shù)據(jù)，重新進行回歸。結(jié)果如表10的（1）部分所示，在改變樣本區(qū)間之后，回歸結(jié)果仍與前文一致。

表10 國企混改與高管創(chuàng)新：改變樣本區(qū)間、變量衡量方式、回歸模型

5.改變變量衡量方式。參考王美英等（2020）的研究，本文采用前十大股東中非國有股東持股比例之和超過5%時取1，否則取0的虛擬變量來衡量國企混改，記為Mixstructure1，重新進行回歸。結(jié)果如表10的（2）部分所示，改變變量衡量方式之后，回歸結(jié)果仍與前文一致。

6.改變回歸模型?？紤]到創(chuàng)新投入變量和創(chuàng)新產(chǎn)出變量均具有離散性和非負整數(shù)的性質(zhì)，且大量取值為零，所以采用Tobit回歸模型。結(jié)果如表10的（3）部分所示，在改變回歸模型之后，回歸結(jié)果仍與前文一致。

五、研究結(jié)論和實踐啟示

創(chuàng)新不僅是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，也是企業(yè)培養(yǎng)核心競爭力的基礎(chǔ)。國有企業(yè)是我國國民經(jīng)濟的主導(dǎo)力量，也是社會主義經(jīng)濟的重要支柱和我國現(xiàn)代化經(jīng)濟體系建設(shè)中的深厚力量，因此，在深化國有企業(yè)改革時，必須提高其創(chuàng)新能力，以此實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。本文以2007—2020年我國滬深A(yù) 股國有上市企業(yè)的數(shù)據(jù)為樣本，檢驗了國企混改與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系以及高管職業(yè)背景對二者關(guān)系的影響。研究發(fā)現(xiàn)，國企混改能顯著提升企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。同時，進一步研究發(fā)現(xiàn)，在國企混改的背景下，高管能積極利用自身職業(yè)背景所積累的與創(chuàng)新有關(guān)的專業(yè)知識，有效發(fā)揮其職能，董事積極做出創(chuàng)新決策，高層管理者認真開展創(chuàng)新業(yè)務(wù)，監(jiān)事敢于行使監(jiān)督職能，實現(xiàn)了從決策、執(zhí)行、監(jiān)督環(huán)節(jié)對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。

在國企改革以提高自主創(chuàng)新能力為重要目標的時代背景下，本文拓寬了國企混改與企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域理論研究的維度，為國有企業(yè)積極進行混改來促進創(chuàng)新活動開展提供了一定的理論支持，同時得出如下實踐啟示：（1）從董事、監(jiān)事、高級管理人員的維度來說，為了使其職能得到有效發(fā)揮，企業(yè)要積極鼓勵具有創(chuàng)新專業(yè)知識的人才充分發(fā)揮才干，從決策、執(zhí)行、監(jiān)督各個環(huán)節(jié)為企業(yè)創(chuàng)新活動的開展保駕護航。（2）從國企混改維度來說，要切實提高非國有股東在國有企業(yè)所享有的話語權(quán)，彌補所有者缺位，與國有股東形成風險共擔的整體。同時，引導(dǎo)國有企業(yè)建立以創(chuàng)新為導(dǎo)向的經(jīng)營管理機制，健全提升企業(yè)核心競爭力的長效體制。