市場競爭、戰略變革與企業績效

郭志崗 李朝紅（副教授）徐玉龍

（西南林業大學會計學院云南昆明650224）

一、引言

“中國制造2025”的提出以及5G網絡和人工智能等的快速發展，使得傳統制造業機遇與挑戰并存。為了扭轉被動的局面，制造業企業正在致力于新一輪的變革升級。戰略變革的制定和執行作為企業的重大活動，將對企業績效產生重大影響。基于戰略變革理論，企業的戰略可以分為總體戰略、業務單位戰略或競爭戰略、職能戰略，但是目前學者們主要是基于總體戰略變革和業務單位戰略或競爭戰略展開研究，對于戰略變革的前因［1-3］、后果［4］以及影響因素［5-7］等研究成果豐碩，但有關戰略變革尤其是具體職能戰略變革與企業績效之間關系的研究卻很少。基于此，本文在繼續探索總體戰略變革與企業績效關系的同時，進一步將職能戰略細分為市場營銷戰略、研發戰略、運營戰略、人力資源戰略和財務戰略［8］，分別考察各個職能層面的戰略變革與企業績效之間的關系。本文的主要貢獻是：豐富戰略變革的研究層次，進一步探究總體戰略變革以及各個職能戰略變革與企業績效的非線性關系，進而從理論上促進戰略管理與財務的融合發展。同時引入市場競爭，將其作為各個層次戰略變革與企業績效之間的調節效應機制，進一步充實戰略變革的相關研究內容。

二、文獻綜述

（一）戰略變革與企業績效

目前關于總體戰略變革與企業績效的研究方法和研究成果相對較為豐富，但是由于研究目標和研究對象等的差異致使二者之間的關系尚無統一定論，主要包括以下三種觀點：（1）總體戰略變革有利于企業績效的提升。當企業陷入發展困境時，為了避免經濟損失和降低機會成本，企業力求通過戰略變革以提升績效進而實現相關利益者的期望［1，9，10］。（2）戰略變革阻礙企業績效的提升［6，11］。戰略變革將對企業既定的行為模式和利益團體造成沖擊，使得運營的不確定性和財務成本增加，同時伴隨著巨大的機會成本和改組成本，所以對企業績效的提升產生抑制作用。（3）近年來部分學者強調戰略變革與企業績效的曲線關系。Zhang和Rajagopalan的研究表明，戰略變革與企業績效之間呈倒U型關系。在戰略變革過程中企業的戰略與外部市場環境和內部資源條件的匹配具有一定的時間效應和拐點效應［5，7，12］。

相關學者對于職能戰略層面的變革與企業績效的研究較少，大多是研究某一職能業務（如市場營銷、研發、人力資源等）的投資水平對企業績效和成長的作用。市場營銷戰略方面，Srinivasan認為，在市場不景氣時，企業通過市場調研挖掘藍海市場，然后運用相關資源對其進行開發，可以取得顯著的經濟效益［13］。研發戰略方面，魏越群認為，研發投入強度對企業績效具有復雜的非線性影響，研發投入強度對企業績效的具體作用形式取決于企業市場營銷能力的大小［14］。人力資源戰略方面，Guthrie認為，高效的人力資源管理措施對于企業市場價值和員工保留率均具有正面效應［15］，因此應該通過人才薪酬激勵制度來引導和激發員工的創新意識和活動。在運營戰略和財務戰略方面，由于研究樣本數據的難以獲得性及國內外學者研究的背景、行業和目標差異等因素的影響，使得企業的運營戰略變革和財務戰略變革與其績效的相關研究較少，本文將對此進一步展開研究。

（二）市場競爭的調節作用

市場競爭作為企業的重要外部環境要素之一，其變化對企業的績效和成長具有顯著影響。產品市場競爭能夠削弱冗余資源對企業的負向影響，也有助于降低非國有企業的代理成本［16-17］。因此一定程度的市場競爭壓力有利于管理者在逆境中尋求扭轉現狀的變革路徑，整合企業資源以實施戰略變革，從而追求更高的業績目標和實現企業成長。與此同時，部分學者將市場競爭作為影響戰略變革與企業績效之間重要的環境因素，探究市場競爭對于二者之間的調節效應機制。孫晨研究表明，作為制度環境的市場競爭對董事會資本與戰略變革之間的關系具有正向調節影響［18］。市場競爭環境越激烈，越有利于企業提高決策效率，增強公司治理、內部控制和會計信息披露質量，進而有助于企業績效的增加［19］。

三、理論分析與研究假設

（一）戰略變革與企業績效的關系

基于利益導向原則，當企業的內外部環境發生變化使得期望績效未能實現時將致使企業通過一系列的戰略變革來扭轉現狀。但是戰略變革作為一項制度措施是基于當前以及未來可預見的內外部環境制定的，具有不可避免的滯后性。在戰略變革實施的初期，由于與當前環境相匹配將促使企業績效的提升。隨著市場競爭環境和企業資源豐腴度的變化，當初制定的戰略將與市場需求相偏離，既定的期望績效也將難以實現。在戰略變革過程中企業的戰略與外部市場環境和內部資源條件的匹配具有一定的時間效應和拐點效應。當戰略變革實施力度未達到拐點前，將對企業績效具有正面影響。當超過拐點后，由于戰略變革實施的阻力不斷增大，邊際成本逐漸增加，負面效應顯著增強，將對企業績效產生負面影響［5，7，12］。據此本文提出如下假設：

假設1：總體戰略變革與企業績效呈倒U型關系。

基于戰略變革理論和資源基礎理論，相關學者認為企業職能戰略層面的變革與績效也存在著曲線關系。市場營銷戰略方面，在不確定的市場環境下，消費者更加注重企業的誠信和信譽，有助于企業保持相對持久的經濟增長曲線，建立消費周期，從而增加利潤，因此，企業在市場營銷方面的投入能夠擴大市場份額和增加企業效益。但是隨著市場份額的擴大，企業為了鞏固已有市場份額而需要投入的人、財、物的邊際成本在逐漸遞增，而所帶來的經濟效益卻難以匹配投入的成本，導致企業的績效不斷下降［13］。研發戰略方面，研發投入與企業績效的關系并不是穩定的線性關系，而是具有一定的門檻界限［14］。人力資源戰略方面，人力資源管理實踐對企業績效產生積極的作用［15］。雖然企業的各個職能戰略變革的實施均會在一定程度上帶來績效的提高，但是在戰略執行一段時間后，隨著戰略變革實施的阻力增加和內外部動態環境的變化，將會產生一定的負面效應，諸如研發和運營效率低下、員工懈怠、財務杠桿比例失調等情形。據此本文提出如下假設：

假設1a：市場營銷戰略變革與企業績效呈倒U型關系。

假設1b：研發戰略變革與企業績效呈倒U型關系。

假設1c：運營戰略變革與企業績效呈倒U型關系。

假設1d：人力資源戰略變革與企業績效呈倒U型關系。

假設1e：財務戰略變革與企業績效呈倒U型關系。

（二）產品市場競爭的調節作用

在競爭激烈的市場環境中，企業為了提供更好的產品和服務進而實現更高的績效目標，而與同行業企業以及產業鏈條中的上下游企業在研發創新、采購銷售、管理和財務等方面進行競爭和博弈。然而由于學者們的研究目標和研究樣本等不同，使得產品市場競爭對企業的影響也呈現出了很大的差異。Giroud和Mueller研究發現，與競爭較為激烈的環境相比，在較為自由的市場競爭環境里，管理水平和戰略執行給企業帶來的效果會更加凸顯［20］。因為在相對緩和的市場中，企業更易于獲得資源優勢和市場份額，有利于管理者實施較為激進的戰略舉措進而創造更高的業績。但是這種影響會因為市場競爭程度的變化而轉變，當競爭程度增大時，管理者需要考慮的因素和受到的約束也會增加，戰略變革執行的難度會逐漸加大，所帶來的成效相對有限。因此本文認為相對于競爭激烈和不穩定的產品市場競爭環境，較為自由、緩和的產品市場競爭環境更有利于企業實施總體戰略變革和各個職能層面的戰略變革進而促使企業績效的提高。據此，本文提出如下假設：

假設2：產品市場競爭對總體戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設2a：產品市場競爭對市場營銷戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設2b：產品市場競爭對研發戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設2c：產品市場競爭對運營戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設2d：產品市場競爭對人力資源戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設2e：產品市場競爭對財務戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

（三）區域市場競爭的調節作用

在區域市場競爭不斷加劇的情況下，區域間的市場化程度差距也在不斷拉大，進而加劇了區域間的發展不平衡。基于資源基礎理論，市場化程度較高的區域，更有利于獲得市場、研發、人力資源和資金等資源，為企業績效的增長提供了保障［21］。同時國家宏觀調控、企業間的并購和戰略聯盟加快了市場化進程的推進，有利于改善區域資源配置效率和提高生產力水平，進而推動區域經濟的快速增長［22］。相對欠發達省份的市場競爭資源尤其是物質資源非常豐富，然而由于市場資源配置機制和公共設施配套體系滯后致使這些區域的市場規模效應得不到充分的發揮，區域間的經濟增長差異也更加顯著。因此基于資源基礎理論，相對于市場化程度高的區域，欠發達區域的企業面對市場化程度低的區域環境和競爭較為激烈的行業環境，更易于實施總體戰略變革和各個職能層次的戰略變革以提升企業績效［23—24］。據此，本文提出如下假設：

假設3：區域市場競爭對總體戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設3a：區域市場競爭對市場營銷戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設3b：區域市場競爭對研發戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設3c：區域市場競爭對運營戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設3d：區域市場競爭對人力資源戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

假設3e：區域市場競爭對財務戰略變革與企業績效的關系產生負向調節作用。

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2012—2018年滬深A股制造業企業作為基礎樣本，為了確保樣本選擇的合理性和有效性，對基礎樣本進行了以下篩選：剔除ST、PT企業；剔除變量數據存在嚴重缺失的企業。由于研發投入不是企業年報中必須披露的內容，經過在年報和相關披露中查找后，將研發投入存在缺失的企業予以剔除，經過篩選后最終選取了1 178家制造業企業。本文數據主要從國泰安和Wind數據庫中的各個板塊中取得，對于缺失的數據主要是通過各年度報告和相關披露中搜集所得，然后運用Excel軟件和Stata 15.0對搜集的數據進行匯總和分析。

（二）變量定義

1.企業績效。總資產收益率能夠綜合反映企業各個職能活動和各項資產的運營對企業績效的影響，因此該指標能夠較為綜合地衡量各個層面的戰略變革所帶來的績效。同時上市企業的主要目標是實現股東財富最大化，戰略變革的制定和實施屬于企業的重大事項，由股東大會最終決定并影響股東的利益，凈資產收益率也可以較好地衡量戰略變革所帶來的成效，因此將凈資產收益率作為替代變量對模型和假設進行穩健性檢驗。

2.戰略變革。基于戰略變革理論，本文將戰略變革分為總體戰略變革和職能戰略變革。有關總體戰略變革維度的量化模型是由Finkelstein和Hambric［25］率先提出并得到了廣泛應用。該方法將總體戰略變革用市場強度、研發強度、期間費用強度、資本強度和財務杠桿等具體維度來衡量［2—4］，并通過年度差異來表示戰略變革［12］。基于資源基礎理論，資源配置反映了組織的戰略導向，戰略決策者正是通過對組織資源進行合理配置，從而制定和實施戰略變革。因此，本文的總體戰略變革測量如下：

總體戰略變革：以五個職能戰略變革的數值之和來衡量。同時為了防止規模差異和異常值的影響，先對各個職能戰略變革的數值進行中心化，然后進行加總。

在具體的職能戰略變革方面，大多數學者是考察某一職能業務投入對企業績效的作用機制，專門針對職能戰略變革的研究較為缺乏。因此本文將以現有研究為基礎并結合戰略變革的測量方法以及變量數據的可獲取性，最終選取的各職能戰略變革測量如下：（1）市場營銷戰略變革：用本年與上年銷售費用率的差值來衡量。制造業作為傳統行業已經覆蓋了整個市場，為了順應時代要求，主要是在已有的市場上采取市場滲透戰略和去別的細分市場實施市場開發戰略，而這一系列活動都將與銷售費用掛鉤。同時銷售費用率既能很好地反映企業的市場活動，也能消除企業之間規模差異的影響。（2）研發戰略變革：用研究與開發費用與營業收入的比值即研發費用率來衡量研發效率，進而用本年與上年研發費用率的差值來衡量研發戰略變革。（3）運營戰略變革：以固定資產、油氣資產和生產性生物資產的折舊額與無形資產和長期待攤費用的攤銷額之和與營業收入的比值即運營費用率來衡量運營效率，進而用本年與上年運營費用率的差值來衡量運營戰略變革。（4）人力資源戰略變革：以支付給職工以及為職工支付的現金與營業收入的比值即人力資源率來衡量人力資源效率，進而用本年與上年人力資源率的差值來衡量人力資源戰略變革。（5）財務戰略變革：用本年與上年財務杠桿的差值來衡量。財務杠桿反映了企業息稅前利潤與普通股股東收益的關系，較為綜合地量化了企業的資本結構和財務風險。近年來制造業企業在財務方面的困境主要體現在籌資難和資本結構不合理，如何確定一個合理的財務杠桿來發揮債務工具的優勢同時在一定程度上避免財務風險是影響企業財務戰略變革的重要方面。

3.市場競爭。

（1）產品市場競爭。用赫芬達爾指數衡量。赫芬達爾指數HHI=∑［（Xi/X）2］。其中，Xi為單個企業的營業收入，X為該企業所屬行業的營業收入合計，Xi/X即為該企業所占的行業市場份額。HHI越小，表明行業內的企業數量越多，產品市場競爭越激烈。在后續的穩健性檢驗中將用行業勒納指數作為替代變量。行業勒納指數PCM=∑（單個企業營業收入/行業內營業收入合計×個股勒納指數），而個股勒納指數為：（營業收入-營業成本-管理和銷售費用）/營業收入。行業勒納指數在0—1之間變動，數值越小，表明行業壟斷勢力越弱，產品市場競爭越激烈。

（2）區域市場競爭。由樊綱和王小魯等［26］編制研究的市場化指數得到了普遍認可和廣泛應用［3，27，28］。該指數主要從政府和市場以及中介組織等維度衡量了我國各個省份的市場環境。市場化指數值越大，表明該省份的市場化程度越好，競爭環境越激烈［18］。本文根據制造業企業的發展現狀并結合戰略變革的研究目標，將用樊綱指數來測量區域市場競爭。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

（三）研究模型的構建

本文以戰略變革（SC）為解釋變量，以總資產收益率（ROA）為被解釋變量，回歸模型如下：

同時引入調節變量產品市場競爭（HHI）和區域市場競爭（MK），模型如下：

其中，ROAit代表第i家企業在第t年的績效，α為常數項，εit為殘差項。

五、實證分析

（一）描述性統計分析

由表2可以看出，制造業的績效均值為正且標準差值較小，表明近年來制造業整體業績較好，企業之間的績效差異較小，年度之間的績效波動較小。企業間的總體戰略變革標準差較大，表明各個企業根據市場環境和自身資源所進行的變革重點有所不同。在職能戰略變革方面，市場營銷、研發、運營和人力資源戰略變革的數值為正，表明企業對各個職能戰略的投入呈持續增長趨勢。而財務戰略變革的均值為負，表明近年來制造業企業利用財務杠桿工具進行融資的比例減小，在避免債務風險的同時也損失了財務杠桿的節稅收益。

表2 描述性統計

（二）回歸結果分析

為了避免異常值和多重共線性的影響，對相關變量進行1%和99%水平的縮尾處理以及中心化處理。同時為了便于對結果的比較分析，所有的回歸模型均使用固定效應模型。

1.戰略變革與企業績效。考慮到戰略變革政策實施后，企業的各項活動需要一定的適應過程，因此根據相關研究將戰略變革滯后一期來考察其對績效的影響。由下頁表3模型1的結果可以看出，總體戰略變革（SC）一次項和二次項的回歸系數分別為0.022和-0.02，且均在1%的水平上顯著，由此表明企業的總體戰略變革與績效呈顯著的倒U型關系，即戰略變革的實施對企業績效的影響有一定的時間效應和拐點效應。同時進一步運用數學中的二次函數來計算戰略變革的影響邊界。當戰略變革SC=-β1/（2×β2）=0.55時，為總體戰略變革的拐點。當戰略變革值未超過0.55時，對企業績效產生正向影響，當超過0.55后，對企業績效產生負向影響。由此假設1得到驗證。模型2的結果表明，市場營銷戰略變革與企業績效呈顯著的倒U型（β1=0.31，β2=-3.517，均在1%的水平上顯著）。市場營銷戰略變革AD=-β1/（2×β2）=0.04為對企業績效影響的拐點。模型3的結果表明，研發戰略變革與企業績效呈顯著的倒U型（β1=0.004，β2=-0.001，均在1%的水平上顯著）。研發戰略變革R&D=-β1/（2×β2）=2為對企業績效影響的拐點。模型4的結果表明，運營戰略變革與企業績效呈顯著的倒U型（β1=0.431，β2=-9.649，均在1%的水平上顯著）。運營戰略變革MC=-β1/（2×β2）=0.02為對企業績效影響的拐點。模型5的結果表明，人力資源戰略變革與企業績效呈顯著的倒U型（β1=0.28，β2=-2.997，均在1%的水平上顯著）。人力資源戰略變革HR=-β1/（2×β2）=0.05為對企業績效影響的拐點。模型6的結果表明，財務戰略變革與企業績效呈顯著的倒U型（β1=0.008，β2=-0.009，均在1%的水平上顯著）。財務戰略變革DFL=-β1/（2×β2）=0.44為對企業績效影響的拐點。由此，假設1a、1b、1c、1d和1e均得到驗證。

表3 戰略變革與企業績效之間關系的檢驗

控制變量中的企業規模、總資產增長率、可持續增長率、流動比率、董監高的年薪、董事會規模和獨立董事比例均與企業績效呈正相關，而企業上市年限與企業績效呈負相關。適度擴大企業規模、保持穩定的增長率和提高流動比率，有助于提升企業績效。根據企業發展和經營業務的需要，一定程度上提高董事、監事和高級管理人員的薪酬福利，有助于調動他們工作的積極性和增強對企業的責任感，進而促使企業績效提升。在企業的組織結構方面，適度擴大董事會規模和提高獨立董事比例，有利于提高科學決策的效率和效果。同時距離上市時間越長，則對績效的負面影響越大，越應該順勢而變，實施積極的戰略變革。

2.產品市場競爭對戰略變革與企業績效的調節作用。從表4的回歸結果可以看出，加入調節變量產品市場競爭和戰略變革與產品市場競爭的交互項以后，擬合優度R2有所上升。模型1顯示，總體戰略變革與產品市場競爭的交互項系數β3=0.03，在10%的水平上顯著，表明產品市場競爭對總體戰略變革與績效的關系具有較為顯著的負向調節效應。由此假設2得到驗證。

模型2顯示，產品市場競爭與市場營銷戰略變革的交互項為正（AD*HHI=0.772，在10%的水平上顯著），表明產品市場競爭對市場營銷戰略變革與企業績效的關系產生較為顯著的負向調節作用，由此假設2a得到驗證。模型6顯示產品市場競爭與財務戰略變革的交互項為正（DFL*HHI=0.047，在1%的水平上顯著），表明產品市場競爭對財務戰略變革與企業績效的關系產生顯著的負向調節作用，由此假設2e得到驗證，即HHI指數越大，產品市場競爭環境越緩和，越有利于市場營銷和財務戰略層面變革的實施和企業績效的提升。而產品市場競爭與研發、運營和人力資源戰略變革的交互項均為負（R&D*HHI=-0.012，在10%的水平上顯著；MC*HHI=-0.118，不顯著；HR*HHI=-0.517，在10%的水平上顯著），表明產品市場競爭對研發和人力資源戰略變革與企業績效的關系具有較為顯著的正向調節效應，即產品市場競爭環境越激烈，越有利于促進企業增加研發投入、引進創新性人才，進而提升企業績效。由此假設2b、2c和2d未得到有效驗證。

表4 產品市場競爭對戰略變革與企業績效之間關系的調節作用檢驗

3.區域市場競爭對戰略變革與企業績效的調節作用。從表5模型1可以看出，總體戰略變革與區域市場競爭的交互項系數β3=-0.002，在1%的水平上顯著，表明區域市場競爭對總體戰略變革與績效的關系具有顯著的負向調節作用，即與市場化程度較高的地區相比，市場化程度較低的地區反而有利于企業總體戰略變革的實施和績效的提升。由此假設3得到驗證。模型2—模型6的結果表明，區域市場競爭與各個職能戰略變革的交互項均為負（AD*MK=-0.001，不顯著；R&D*MK=-0.001，在1%的水平上顯著；MC*MK=-0.017，在5%的水平上顯著；HR*MK=-0.012，在5%的水平上顯著；DFL*MK=-0.001，在1%的水平上顯著），表明區域市場競爭對研發、運營、人力資源和財務戰略變革與企業績效的關系產生顯著的負向調節作用，即區域市場水平越高，將會對研發、運營、人力資源和財務戰略變革的實施和企業績效的提升產生阻礙作用。由此假設3b、3c、3d和3e均基本得到驗證。

（三）穩健性檢驗

1.企業績效的替代檢驗。為了降低因選取參照點的差異性對實證模型的影響，本文將凈資產收益率（ROE）作為新的參照點，重新對企業績效進行測量。回歸結果表明，假設1、1a、1b、1c、1d和1e均得到再次驗證。而且戰略變革的拐點也與以總資產收益率為企業績效指標時的拐點較為接近，取得了較好的檢驗效果。

2.產品市場競爭的穩健性檢驗。本文采用行業勒納指數進行穩健性檢驗。回歸結果表明，總體戰略變革與行業勒納指數的交互項系數顯著為正，表明產品市場競爭對總體戰略變革與企業績效之間的關系產生顯著的負向調節作用。即行業勒納指數越接近于1，行業內企業數量越少，產品市場的壟斷程度越高，競爭環境越緩和，更能促進總體戰略變革的實施和績效的提高，假設2再次得到驗證。行業勒納指數與市場營銷和財務戰略變革的交互項均為正，表明產品市場競爭對市場營銷和財務戰略變革與企業績效的關系產生較為顯著的負向調節作用，假設2a、2e再次得到驗證。而行業勒納指數與研發、運營和人力資源戰略變革的交互項均為負，表明產品市場競爭對研發、運營和人力資源戰略變革與企業績效的關系具有一定的正向調節效應，假設2b、2c和2d仍未得到有效驗證。綜上所述，使用行業勒納指數作為赫芬達爾指數的替代變量進行穩健性檢驗，結論與前文基本一致。

表5 區域市場競爭對戰略變革與企業績效之間關系的調節作用檢驗

六、研究結論

本文選取我國2012—2018年滬深A股制造業企業作為研究對象，研究市場競爭、戰略變革與企業績效的關系。研究發現：制造業企業的總體戰略變革和各個職能戰略變革與企業績效均呈顯著的倒U型關系。即企業的總體戰略變革和各個職能戰略變革的實施存在一定的時間效應和曲線效應，當戰略變革程度未超過拐點時，對企業績效產生顯著的正向影響，促使制造業企業擺脫當前的發展困境，實現創新成長。當戰略變革程度超過拐點后，由于戰略變革實施的阻力不斷增大，邊際成本逐漸遞增，負向影響顯著增強，將致使績效逐漸下滑。本文進一步研究市場競爭對總體戰略變革和各個職能戰略變革與企業績效之間關系的調節作用。（1）產品市場競爭對總體戰略變革與企業績效的關系產生較為顯著的負向調節作用。產品市場競爭對市場營銷戰略變革與企業績效的關系產生較為顯著的負向調節作用，對財務戰略變革與企業績效的關系產生顯著的負向調節作用，對研發和人力資源戰略變革與企業績效的關系產生較為顯著的正向調節作用。（2）區域市場競爭對總體戰略變革與企業績效的關系產生顯著的負向調節作用。區域市場競爭對研發、運營、人力資源和財務戰略變革與企業績效的關系產生顯著的負向調節作用。與市場化程度較高的區域市場相比，在市場化程度較低的區域市場，制造業企業實施總體戰略變革和研發、運營、人力資源和財務戰略變革，更加有助于企業績效的提升。