政府資助對戰略性新興企業創新投資的影響研究

■孟 霏，高粼彤，魯志國

一、引言

在經歷多年高速增長后，當前中國經濟發展邁入新舊動能深度轉軌的關鍵時期，經典“勞動力+資源”雙驅動的粗放型增長模式難以為繼。創新能夠衡量一個國家或地區的核心競爭力，決定著經濟可持續增長。相較傳統制造業，戰略性新興企業凝結了現代科技革命核心要素，具備技術聚積、能耗少、成長后勁足和滲透性強等特征，其精神內核為“創新驅動”，能夠促成傳統產業顛覆式變革，是未來中國構筑國際競爭新優勢的關鍵砝碼。

創新投資是科技創新的關鍵源頭（王文華和胡美玲，2021），戰略性新興企業作為踐行新一輪科技革命的微觀主體，其創新成功與否的關鍵因素之一，便是愿意持續穩定投入多少資源。然而，一方面，由于技術和知識外溢性較強，在增加社會整體福利的同時，可能導致“市場失靈”和私人投資不足問題，妨礙戰略性新興企業持續創新。另一方面，由于創新活動具有高投入、高風險等特性，多數戰略性新興企業受制于資源約束，導致其在自主創新上裹足不前。政府資助作為各國政府打破創新活動桎梏的常態化政策之一，通過宏觀調控實現資源再分配，從而充分調動戰略性新興企業自主研發熱情，刺激企業增加創新投資。在中國政府科技撥款規模保持逐年遞增的背景下，政府資助對戰略性新興企業創新投資能否發揮激勵效果？尚缺乏有力證據支持。市場競爭作為戰略性新興企業經營發展的外部環境，管理者創新決策勢必會受這一外部因素制約，進而對政府資助的實施效果造成一定影響。那么，市場競爭在政府資助對戰略性新興企業創新投資影響中究竟發揮何種調節作用？地區、產權性質如何影響市場競爭的調節作用？以上是本文研究的重點。

二、理論分析與研究假設

（一）政府資助對戰略性新興企業創新投資的影響

相較傳統制造業，戰略性新興企業兼具“戰略”與“新興”兩大屬性，其只有借助持續的創新投資增量，才能維系長久發展動力。一般而言，戰略性新興企業面臨兩種創新投資不足決策情境：其一，正外部性致使企業創新投資動力缺失；其二，當企業擁有較強的創新投資動力時，內部資金不敷與融資約束會制約企業增加創新投資（張杰等，2012）。基于此，本文認為政府資助能夠通過彌補外部性效應、風險分攤效應、成本效應以及信號傳遞效應，最終對戰略性新興企業創新投資產生促進作用。

第一，彌補外部性效應。戰略性新興企業技術密集特性決定了其創新活動外溢性較強。在中國知識產權保護制度滯后及執行機制缺位情況下，創新成果容易被競爭者以低成本形式“掠奪”，導致原創企業創新投資應獲得市場收益率被稀釋，使創新投資競爭蛻變成一種“等待博弈”現象，創新者無法獨享創新活動支出的所有福利剩余，從而導致企業自身投資回報較低，嚴重挫傷企業內在創新動力（張杰等，2015）。政府資助普遍被視為矯正“市場失靈”引致創新激勵扭曲問題的有效外部干預手段之一（Klette&Jarle，2000）。通常來說，政府向戰略性新興企業提供創新資源扶持，能夠彌補企業因技術成果外溢等產生的利潤損失，彌補研發私人收益與社會最優水平間的差額，將研發外部性內在化，從而有效矯正市場失靈所導致的創新扭曲現象，克服企業自身投資回報不足問題，激發企業創新熱情。

第二，風險分攤效應。創新資本投資與一般性資本投資不同，由于創新成果本身不確定性較大，市場發展空間不可預知，戰略性新興企業作出創新投資決策前須事先預估必要成本和潛在收益。一方面，戰略性新興企業往往資本配置率較低（趙玉林和石璋銘，2014），且大多處于生命周期初級階段（熊正德和林雪，2010），企業抵御風險能力不強。面對高風險研發項目可能采取相對保守的研發策略，即便一些具有極大創新潛力的項目，企業往往也不會選擇自主研發，進而錯失市場發展良機。政府資助作為一種特定的冗余資源，能夠為戰略性新興企業添補資源，企業冗余資源愈多，抵御創新風險能力愈強，愈發可能將資源投至創新活動，從而有效降低企業創新的“試錯成本”。另一方面，戰略性新興企業科技含量高，其創新項目需投入較多資金。企業通常不易克服項目初期資金短缺的問題，加之創新活動收益期較長，企業難以短期內憑借產品市場化達成資金回籠，導致其往往“不能”甚至“不愿”研發創新。此時，政府資助能夠為戰略性新興企業快速積累資源，以近乎零融資成本的方式紓解企業融資壓力，助其跨越創新初期的“死亡之谷”，從而降低創新項目“夭折”可能性。

第三，成本效應。戰略性新興企業肩負重大技術突破任務，往往在創新活動中需承擔更多研發成本（如研發人員雇傭成本、研發設備前期投入成本等），對資金需求量較大。政府資助能使企業擁有更為充裕的資金投至研發活動。對創新能力稍弱的企業來說，將政府資助用于添置研發設備，等同于降低沉沒成本，提升研發活動持續性（Lach，2002）；對創新能力較強的企業來說，政府資助作為一種獨特的增量資源，能夠降低研發邊際成本，提升研發活動獲益空間（Lee et al.，2011）。

第四，信號傳遞效應。企業與社會投資者間信息非對稱性被認為是阻滯企業吸引外部投資的關鍵因素（郭玥，2018）。由于新興技術存在大量隱含知識，戰略性新興企業研發會涉及許多商業機密，出于對模仿者提防考量，企業會嚴格控制信息外泄，社會投資者對研發項目信息知之甚少，難以對高技術、高風險研發項目本身的優劣與預期收益做出科學決策，進而對研發項目秉持審慎態度，加劇企業融資約束。此時，需要政府扮演中介角色，向市場釋放“利好”信號，降低社會投資者因信息不對稱引致的項目研判偏離程度，增強社會投資者對受資戰略性新興企業的投資信心，提升企業外源融資能力，從而激勵企業自身增加創新投資。據此提出如下假設：

H1：政府資助與戰略性新興企業創新投資顯著正相關。

（二）市場競爭的調節作用

市場競爭主要通過“破產清算效應”與“風險規避效應”影響企業創新決策，因此，政府資助對戰略性新興企業創新投資的影響過程可能會受制于市場競爭不平衡而迥然不同。

1.行業競爭程度的調節作用

當行業競爭程度較為激烈時，行業內競爭企業數目較多，行業結構呈離散分布，產品趨于同質化。根據掠奪理論，行業競爭程度加劇勢必引發企業間“價格戰”或“營銷戰”現象以搶占市場份額（朱武祥等，2002）。此時，行業內企業面臨潛在進入者或固有競爭對手的“捕食”威脅更大，壓縮了企業盈利空間，致使企業須承擔更大的經營風險，加劇企業破產清算壓力。管理者職位安全與薪酬契約與企業業績“掛鉤”，經營業績較差會增加管理者非正常變更概率（劉星等，2012）。倘若企業因經營管理不善遭受清算，將會釋放出管理者難以勝任工作的信號，導致其聲譽受損，降低其在職業經理人市場上的人力資本價值，約束其再就業。出于保住現有薪酬以及避免由于企業業績下滑或太差慘遭解雇目的，當戰略性新興企業所面臨的經營風險陡增時，管理者不得不更加注重自身企業長久發展，主動強化自身創新意識，通過開展創新活動擺脫原有技術軌跡，幫助企業樹立核心競爭優勢。因此，管理者會更加傾向于將政府扶持資金投至創新活動中，并充分發揮其對戰略性新興企業創新投資的積極效果，以期獲得相匹配的創新能力，使企業在激烈的行業競爭環境中得以存續。據此提出如下假設：

H2a：行業競爭程度愈激烈，市場競爭程度愈強，政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果愈顯著。

2.企業競爭地位的調節作用

當戰略性新興企業處于優勢競爭地位時，企業掌握整個行業的產品定價權，豐裕的資源與順暢的信息渠道可使企業享有絕對超額利潤，受競爭對手約束較小。研發創新會替代現有技術，使得優勢競爭地位企業喪失部分現有技術的壟斷利潤（唐要家和唐春暉，2004），且研發創新具有周期長、收益不可預知等特征，可能導致企業短期內深陷“創新—失敗—再創新”循環中，不利于保持優勢競爭地位。出于風險規避考量，管理者不愿打破企業現有平穩發展勢態，往往不會選擇將更多資金投向激進冒險的創新活動，從而會削弱政府資助對戰略性新興企業創新投資方面的促進效果。據此提出如下假設：

H2b：企業競爭地位愈高，市場競爭程度愈弱，政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果愈不顯著。

（三）所屬地區對市場競爭調節作用的影響

從行業競爭程度看，首先，東部地區經濟發展水平相對較高，公共基礎設施相對完善，薪金待遇相對優渥，能夠吸引大量高素質人才集聚，從而為戰略性新興企業創新提供充足的高質量人力資本，豐富了企業創新理念與技術水平。其次，東部地區市場化水平相對較高，市場本身可以很好地配置資源，政府對經濟的直接干預較少。戰略性新興企業若想維系自身優勢地位，就必須提供更好的產品而非將精力耗費在與政府建立“關系”上，其通過創新獲得持久競爭力的意愿更為強烈。最后，東部地區企業往往內部治理水平較高，管理者利益侵占動機相對較弱，能夠更加科學高效地利用扶持資金開展有利于企業長遠發展的創新活動。當面對激烈的行業競爭環境時，東部地區戰略性新興企業憑借高質量人力資本、高市場化水平以及高內部治理水平等有利條件，往往具備更為強烈的創新意愿，更傾向于利用政府扶持資金從事創新活動，從而放大政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果。

從企業競爭地位看，雖然東部地區具備上述有利條件，但是處于行業內優勢競爭地位的戰略性新興企業卻不一定具有較強的創新意愿。優勢競爭地位企業能夠憑借資源與信息等優勢，掠奪競爭對手市場份額，進而享有持續的超額利潤，導致管理者缺乏自主創新動力。當優勢競爭地位企業置身于有利環境中，其可能會基于這些有利條件，加劇對競爭對手的“掠奪”動機，從而削弱將政府扶持資金投向冒險創新活動的動力。據此提出如下假設：

H3a：相較中西部地區，行業競爭程度對政府資助促進東部地區戰略性新興企業創新投資的強化效果更為顯著。

H3b：相較中西部地區，企業競爭地位對政府資助促進東部地區戰略性新興企業創新投資的弱化效果更為顯著。

（四）產權性質對市場競爭調節作用的影響

從行業競爭程度看，一方面，國有性質戰略性新興企業往往擔負一定政治性目標，其管理者通常為行政任命制，任職時間不長，職位晉升更加注重考察企業能否完成政治性目標（任廣乾等，2022）。而創新活動本身結果不確定性較大，加之難以在短期內獲益，導致國企管理者在投資策略選擇上更側重穩定，不熱衷于將資金投至冒險的創新項目中，其“降低風險”動機遠高于“提高回報”動機（李揚子，2022）。當面對激烈的行業競爭環境時，雖然國企作為中國戰略性新興企業創新的主力軍，但風險性較高且收益不穩定的創新活動并非其管理者的最優選擇，出于職業生涯發展考量，管理者更傾向于將政府扶持資金投至能夠“彰顯政績”的短期項目中而不是研發領域，導致政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進作用“大打折扣”。相反，非國企管理者任用選拔主要由經理人市場支配，沒有政治性目標束縛，使得其在經營目標上多專注于企業效益最大化，在從事創新項目時自我激勵效果更強。當面對激烈的行業競爭環境時，非國企管理者在市場聲譽機制作用下，短視行為動機弱化，更加渴望突破固有發展模式，擁有相對足夠的熱情將政府扶持資金投向具有較大價值的創新項目，助力企業實現效益最大化。另一方面，國企“背靠”政府行政力量構建，能夠優先獲得更多“額外關照”，會加劇其本身就可能存在的資源冗余，造成創新動力損失（楊洋等，2015）。相反，非國企缺少政府行政力量形成的“保護盾”，先天資源稟賦條件不足，其利潤所包含的市場信號較強，更希望通過創新來獲取利潤增長（車德欣等，2021）。當面對激烈的行業競爭環境時，“優勝劣汰”的市場化準則迫使非國企管理者將政府扶持資金投至創新項目，力圖扭轉企業原本在研發創新方面“有心無力”的窘境，從而放大政府資助對戰略性新興企業創新投資的激勵效果。

從企業競爭地位看，雖然非國企并無政府“父愛主義”關懷，且管理者不享有政治晉升激勵，整體創新動力相對更足，但是處于優勢競爭地位的非國企能夠憑借資源與信息等優勢，掠奪競爭對手市場份額，往往不會選擇將更多資金投向激進冒險的創新活動，從而削弱政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果。據此提出如下假設：

H4a：相較國有性質，行業競爭程度對政府資助促進非國有性質戰略性新興企業創新投資的強化效果更為顯著。

H4b：相較國有性質，企業競爭地位對政府資助促進非國有性質戰略性新興企業創新投資的弱化效果更為顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

選取2009—2019年中國滬深A股戰略性新興產業上市企業為研究樣本，企業是否歸屬戰略性新興產業領域及數據篩選辦法如下：第一，匹配《“十二五”戰略性新興產業發展規劃（2012）》等分類政策文件，根據主營業務收入占比20%以上產品，手工識別聚類企業所屬行業；第二，剔除被ST、ST、PT 處理的財務狀況異常企業；第三，剔除未披露研發資金投入與政府資助數據以及相關財務數據嚴重缺漏企業；第四，為減輕偶然因素擾動，對連續變量進行兩端1%水平截尾處理。最終，共獲1047家契合要求的樣本企業，含11517個觀察值。相關數據源自CSMAR及Wind數據庫，個別缺失數據輔以上市企業年報人工核驗填補。

（二）變量定義與測量

1.被解釋變量

創新投資（rd）。由于創新活動須投入大量資金，且只有在獲取收入的基礎上企業才愿意開展創新，遵循收入支出配比原則，參考馮根福和溫軍（2008）的研究，選取研發資金投入強度衡量企業創新投資水平，以研發資金投入金額與營業收入比值表征。

2.解釋變量

政府資助（sub_inn）。借鑒楊亭亭等（2018）的研究，選取政府資助金額與企業總資產比值衡量政府資助強度。需要說明的是，現存文獻未能明確區分創新類（產品技術升級等）資助與非創新類（燃油費等）資助，致使研究結論不夠精準。基于此，借鑒郭玥（2018）的研究，采用“文本分析法”手工查詢并加總屬創新范疇資助項目，從而剝離非創新資助（sub_ninn）對研究結論的噪聲干擾。創新范疇遴選標準：①技術創新。如“研發”“創新”“技術”等；②政府支持政策。如“火炬計劃”“小巨人”“863”等；③創新成果。如“版權”“專利”“新產品”等；④人才及技術合作。如“精英計劃”“產學研”“巨人計劃”等；⑤戰略性新興企業領域特有名詞。如“電子芯片”“數字化模具”“霉素”等。

3.調節變量

4.控制變量

為避免相關因素缺失導致估計結果有偏，參照黎文靖和鄭曼妮（2016）及劉元雛和華桂宏（2020）的研究，選取企業規模（size）、企業年齡（age）、盈利能力（roa）、財務杠桿（lev）、成長能力（tobinq）、兩 職 合 一（dual）、獨立 董 事占 比（indep）、經營現金流（cash）與股權集中度（cr）作為控制變量。變量具體含義如表1所示，各變量描述性統計如表2所示。

表1 變量含義與計算方法

表2 描述性統計

（三）模型構建

參照Solow（1957）及Barro & Sala-i-Martin（1995）的生產函數模型的企業創新模型，本文數理模型推導如下：

其中，A 為全要素生產率；K 為資本投資；L為勞動投資。假設全要素生產率為專利產出的函數，即：

其中，P為專利產出。成本函數模型如下：

其中，H為物質成本；I為人力成本；S為政府資助。需要說明的是，假設專利產出能夠降低成本，故其冪指數為負值。為在模型中引入研發投資，將專利產出展開，即：

其中，E為研發投資，f為轉化率。假設產品單價為1，創新投資為凈利潤的一定比例，則：

不難看出，S增加會導致C減少，進而導致E增加。因此，政府資助應當會對企業研發投資產生一定影響。

根據理論假設和數理推導，為檢驗假設H1，設計基準模型如下：

其中，i 代表企業；t 代表年份；rd 為創新投資；sub_inn 為政府資助強度；controls 為控制變量集合；ε為隨機擾動項。

為檢驗假設H2a，引入政府資助與行業競爭程度（hhi）交乘項（sub_inn×hhi），設計模型如下：

為檢驗假設H2b，引入政府資助與企業競爭地位（ms）交乘項（sub_inn×ms），設計模型如下：

在此基礎上，將全樣本分為東部地區與中西部地區、國有性質與非國有性質樣本，并運用模型（7）和模型（8）分別對假設H3a、H3b、H4a和H4b進行檢驗。

四、實證結果及分析

（一）主回歸分析

參考白仲林（2008）的研究，對模型（6）依次進行F檢驗和Hausman 檢驗，結果顯示F統計值為27.94，P 值為0.0000，在1%水平上顯著，即固定效應（FE）模型優于混合回歸（POLS）模型。Hausman統計值的P值為0.0000，在1%水平上顯著，即固定效應（FE）模型優于隨機效應（RE）模型。因此，本文選擇FE模型進行后續回歸分析。

表3 為全樣本的回歸結果。列（1）用模型（6）對主效應進行檢驗，結果顯示，sub_inn 系數為0.131，在5%水平上顯著，表明政府資助能夠顯著促進戰略性新興企業創新投資，驗證了假設H1。列（2）列（3）依次為模型（7）和模型（8）對行業競爭程度與企業競爭地位的調節作用檢驗。第（2）列結果顯示，sub_inn×hhi 系數為0.129，在10%水平上顯著，表明行業競爭程度能夠強化政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果，驗證了假設H2a。列（3）結果顯示，sub_inn×ms 系數為0.185，在1%水平上顯著，表明企業競爭地位能夠弱化政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果，驗證了假設H2b。

表3 全樣本回歸結果

（二）異質性分析

將全樣本分為東部與中西部地區，并運用模型（7）和模型（8）分別對兩組樣本進行回歸，結果見表4 列（1）—列（4）。從行業競爭程度來看，對比列（1）與列（2）結果，列（1）中sub_inn×hhi 系數為0.213，在5%水平上顯著，而列（2）中sub_inn×hhi系數為-0.015，未通過10%顯著性水平檢驗。表明相較中西部地區，行業競爭程度對政府資助促進東部地區戰略性新興企業創新投資的強化效果更為顯著，驗證了假設H3a。從企業競爭地位看，對比列（3）與列（4）結果，列（3）中sub_inn×ms 系數為0.216，在1%水平上顯著，而列（4）中sub_inn×ms 系數為0.143，未通過10%顯著性水平檢驗。表明相較中西部地區，企業競爭地位對政府資助促進東部地區戰略性新興企業創新投資的弱化效果更為顯著，驗證了假設H3b。

將全樣本分為國有與非國有性質，并運用模型（7）和（8）分別對兩組樣本進行回歸，結果見表4列（5）—列（8）。從行業競爭程度看，對比列（5）與列（6）結果，列（5）中sub_inn×hhi 系數為-0.045，未通過10%顯著性水平檢驗，而列（6）中sub_inn×hhi 系數為0.120，在5%水平上顯著。表明相較國有性質，行業競爭程度對政府資助促進非國有性質戰略性新興企業創新投資的強化效果更為顯著，驗證了假設H4a。從企業競爭地位看，對比列（7）與列（8）結果，列（7）中sub_inn×ms 系數為0.111，未通過10%顯著性水平檢驗，而列（8）中sub_inn×ms 系數為0.204，在1%水平上顯著。表明相較國有性質，企業競爭地位對政府資助促進非國有性質戰略性新興企業創新投資的弱化效果更為顯著，驗證了假設H4b。

表4 分樣本回歸結果

（三）穩健性檢驗①限于篇幅，結果留存備索。

1.內生性問題

政府資助與戰略性新興企業創新投資之間可能存在互為因果關系，會導致模型設定存在內生性問題。為緩解潛在的內生性問題，參照任鴿和孫慧（2019）的研究，選取滯后一期政府資助（L.sub_inn）作為工具變量，運用兩階段最小二乘法（2SLS）對全樣本進行估計。對工具變量選取是否具有合理性進行了相關統計檢驗，LM 統計量均顯著拒絕“不可識別”原假設，且Wald F 統計量也都顯著拒絕“存在弱工具變量”原假設。此外，在所有2SLS回歸中，工具變量數目與內生解釋變量數目相等，不存在“過度識別”問題。綜上表明，工具變量選取較為合理。回歸結果較為穩健。

2.替換指標

政府資助能否激勵企業創新投資，不僅取決于資助強度，還取決于資助絕對值（沈弋等，2016）。為增進研究結果可信度，以政府資助金額自然對數（lnsub_ amo）替換前文回歸分析中的政府資助強度（sub_inn）作為解釋變量，分別用模型（6）—（8）對全樣本重新進行回歸。回歸結果與前文保持一致。

五、研究結論與建議

本文基于2009—2019年中國滬深A股戰略性新興產業上市企業面板數據，從行業競爭程度與企業競爭地位雙重維度出發，采用面板固定效應模型重點研究政府資助對戰略性新興企業創新投資的影響以及市場競爭在這一影響過程中所發揮的調節作用。在此基礎上，深入討論所屬地區差異性、產權性質差異性對市場競爭調節作用的影響。得出如下主要結論：（1）政府資助能夠顯著促進戰略性新興企業創新投資。（2）從市場競爭調節作用看，行業競爭程度能夠強化政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果，企業競爭地位能夠弱化政府資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果。（3）分所屬地區看，行業競爭程度對政府資助促進東部地區戰略性新興企業創新投資的強化效果更為顯著，企業競爭地位對政府資助促進東部地區戰略性新興企業創新投資的弱化效果更為顯著。（4）分產權性質看，行業競爭程度對政府資助促進非國有性質戰略性新興企業創新投資的強化效果更為顯著，企業競爭地位對政府資助促進非國有性質戰略性新興企業創新投資的弱化效果更為顯著。

基于上述結論，提出如下建議：第一，加大創新扶持力度，充分發揮資助資金“催化劑”作用。政府應積極推出更多扶植政策，擴大對戰略性新興企業的創新資助規模，既要利用好創新資助的“資源”屬性，更要充分發揮創新資助的“信號”屬性，為戰略性新興企業持續性創新提供更多潛在創新資源，幫助企業解決創新后顧之憂。第二，構建良性市場競爭氛圍，提高政府資助有效性。應貫徹市場驅動與政府激勵相容的企業創新支持理念，政府應從宏觀層面著手，為構建“公平與法制同存”的良性行業競爭氛圍提供堅實的制度保障，通過完善諸如《反壟斷法》《反不正當競爭法》等規范性文件統一戰略性新興企業競爭規則，竭力排除壟斷、尋租等不正當競爭行為。可通過重新制定行業市場準入表等措施，消除行業進入壁壘，鼓勵更多戰略性新興企業邁入超額利潤行業，提高行業流動性，加速企業間公平競爭，合理利用行業競爭所附帶的外部治理機制來緩解企業內部委托代理問題，從而充分發揮市場配置稀缺資源的決定性作用。第三，考慮企業異質性因素，探索富有靈活性的創新資助政策。政府在設計創新資助發放標準時，應根據不同所屬地區、不同產權性質情況，對戰略性新興企業實施差別扶植方案，避免籠統地“一刀切”式資助，從而確保創新資助得以“物盡其用”。對中西部地區戰略性新興企業而言，政府應加速向服務型角色轉變，為企業創造競爭性市場環境，盡量減少行政權力過度干預，強化行政部門效率。同時，應推動資本市場發展，為企業提供更多融資渠道。對國有性質戰略性新興企業而言，政府在設計資助額度方面可更加側重于考察其創新績效，按照創新績效動態調整資助額度，發放方式可結合“事中適當”與“事后獎勵”等，依據企業創新實際資金需求予以合理分配。第四，應完善內部治理機制，提高創新管理效率。通過建立管理者激勵機制，對真正富有創新貢獻的管理者給予一定物質與精神獎勵，即嘗試將企業業績與管理者薪酬掛鉤，以及在合理范疇內賦予管理者創新空間和相關行為權力。并且，應適當延長創新項目績效考評時間，減輕管理者短期績效壓力，激勵其傾注更多資源與精力至高質量創新活動。