營銷能力對中小企業創新的影響研究
——基于制度環境視角

邵 偉，劉建華

(南開大學商學院，天津 300071)

一、引 言

根據資源基礎理論，企業內部所擁有的資源是其獲得比較競爭優勢的來源。然而，隨著市場競爭的加劇及顧客需求的多變性，企業僅依靠內部資源幾乎無法滿足現代創新的要求，還必須能在把握顧客需求信息、競爭對手反應及行業發展動態的基礎上，從外部獲取異質性的創新資源[1]。因此，企業要保持長期的競爭優勢就必須具備這方面的能力。營銷能力作為企業適應市場環境變化的一種重要能力，不僅能幫助企業及時了解顧客需求，識別競爭對手戰略，實現內部資源合理配置，還能向投資者傳遞正面信息，與其建立長期良好的合作關系，獲得持續的技術、知識、資金等資源投入，并將這些資源與其他資源整合創造更高的價值[2]。所以，營銷能力對企業創新影響至關重要。

現有關于“營銷能力-企業創新”的研究雖取得較大成就，但仍存在兩點不足。一是研究多集中在對二者關系的直接效應探討上，發現二者之間呈正相關、負相關或倒U型關系。如Kehinde和Laura(2019)發現，營銷能力對識別新市場中的潛在需求和確定創新方向均有顯著的正向影響[3]；郭立新和陳傳明(2020)發現，在企業創新決策階段營銷能力對創新投入有顯著的負向影響[4]；Zang和Li(2017)卻發現，營銷能力對企業創新績效有倒U型影響[5]。二是從企業內部研究影響二者關系的調節變量，忽略了企業外部存在的其他調節變量。如Bao等(2018)發現，變革型領導和員工主動性在營銷能力與產品創新關系間起正向調節作用[6]；樊志文等(2020)發現，IT技術能力和人員能力在營銷能力與后發企業顛覆性創新關系間起正向調節作用[7]。然而，陳錕和于建原(2009)在相關研究中指出，營銷能力對企業創新的影響需視外部環境來確定[8]。可見，外部環境可能是影響二者關系的重要變量。制度環境是企業生存和發展的基礎，作為影響企業創新最重要外部環境之一，大量研究已證實其在企業創新過程中起調節作用，但在營銷能力與企業創新關系間是否起調節作用目前尚缺乏論證。另外，為貫徹新發展理念我國制度環境呈現兩個明顯特征：一是，資源配置由政府主導轉向市場主導，但為了保證市場對資源配置的效率和公平，法律制度不斷完善、法制水平不斷提升；二是為了防止市場配置資源失靈，政府依然對市場保持干預[9]。所以，為明晰制度環境對營銷能力與企業創新關系的影響，本文進一步將制度環境細化，從政府干預和法制水平兩個方面探討其在營銷能力與企業創新關系間的作用。

綜上所述，本文以2008—2018年我國中小板上市企業為研究樣本，基于資源基礎理論和技術創新理論，從制度環境視角出發，主要探討以下三個問題：(1)營銷能力與中小企業創新的直接效應；(2)引入政府干預、法制水平作為調節變量，研究各自對主效應的調節作用；(3)利用三項交互方法分析政府干預和法制水平不同組合對主效應的共同調節作用。理論上本文豐富了營銷能力與中小企業創新關系的調節變量研究，實踐上為政府相關政策的制定和中小企業創新管理實踐提供參考。

二、理論分析與研究假設

(一)營銷能力與中小企業創新

營銷能力(Marketing Capabilities)是企業基于一定的營銷環境，通過有效而快速的流程和活動配置，整合運用集體知識、有形與無形資源了解并滿足顧客需求，從而實現產品差異化定位、贏得品牌資產和服務競爭優勢提升的一種能力[10]。可見，營銷能力是適應市場環境變化的一種能力，能夠有效吸收和整合企業內外部資源，提升企業競爭優勢，因此其對中小企業創新發揮著重要作用。

第一，擁有較強營銷能力的中小企業可以降低經營成本，提升現有產品的競爭力。一方面，營銷能力是企業適應環境變化的一種能力，擁有較強的營銷能力能迅速對外部環境變化做出反應、優化現有資源配置、及時調整經營戰略、改變創新過程[11]；另一方面，可以通過廣泛的市場調研了解消費者需求、判別和評估他們對本企業產品的看法[12]，根據消費者反應有針對性地改進和開發新產品，幫助中小企業以更快的速度將創新產品和服務推向市場，從而贏得市場競爭優勢。

第二，擁有較強營銷能力的中小企業能從戰略角度對資源進行合理配置，實現更大的創新突破。營銷能力具有一定的構建力，一方面能夠有針對性地為中小企業制定營銷戰略，構建并維持競爭優勢；另一方面能夠有效地整合企業資源，通過準確、快速的戰略實施，達到既定的戰略目標[13]。此外，還可以對市場趨向、競爭對手以及消費者需求進行更全面的了解，企業領導者會有更高的創新心理認同，同時還會有更高的激情為市場提供更多的創新產品，并以此來保持并拓寬企業現有的市場份額[14]。由此，本文提出如下假設：

H1：營銷能力與中小企業創新呈顯著的正相關關系。

(二)政府干預的調節作用

技術創新理論指出，由于企業創新是探索性的，創新結果的不確定性、創新周期的不規律性、創新主體各方信息的不對稱性，都預示著企業創新具有高投入和高風險性。因而中小企業無法跟大企業一樣承擔創新風險，這顯著降低了其創新積極性。另外，現實中因受法制不完善、研發人員流動、技術購買等因素影響，原本那些沒有進行創新的企業通過模仿也能獲取利潤[15]，創新成果的外部性進一步抑制了其創新動力。政府作為經濟發展的宏觀調控者，為扶持戰略性支柱產業、實現產業結構升級，激發中小企業創新熱情，會主動運用“看得見的手”對其創新進行干預，以此來彌補競爭導致自發創新的“市場失靈”問題。因此，中小企業創新會顯著受到政府干預的影響。

具體來說，當政府干預程度較低時，中小企業為更好地滿足顧客需求，提升顧客體驗以取得短暫的市場壟斷，會積極運用營銷能力吸收、獲取、整合創新所需的各類資源，從而獲得一定的市場競爭優勢。但中小企業因規模較小，影響力較弱，在激烈的市場競爭中吸收整合的創新資源十分有限，政府為了激發其創新積極性，通常會出臺專門針對中小企業創新的政策，如《促進中小企業發展規劃2016—2020》，那些符合政策要求的中小企業能以較低的成本獲得比其他企業更多的創新資源，如財稅支持、融資保障和專項服務等，這些資源有效降低了創新過程中重新分配資源的成本，此時可以將更多的資源投入到營銷中，強化對營銷能力的培養，強大的營銷能力又促使其更好地吸收整合政府提供的資源，創新能力快速增強，創新成果不斷涌現，行業競爭力顯著提升。

然而，政府干預并不是越高越好，超過一定程度會抑制營銷能力對中小企業創新的積極作用。這是因為，當政府干預過高時，如給中小企業更低的貸款利息，更多的稅收優惠，中小企業會對政府政策產生依賴，為了能持久地獲得政策支持，管理者會將更多的資源投入到與政府建立緊密的關系中，良好的政企關系使政府在資源分配時給予其更多的支持[16]，從而為創新提供資源保障。但同時可能會給政府帶來錯誤的認知評價，即中小企業完全有能力通過自身資源投入獲得創新發展，因而考慮到資源的利用效率，會將稀缺的創新資源分配給更有需要的企業[17]，最后中小企業不僅失去了政府的創新資源支持，而且也因內部資源的限制不得不減少對營銷的資源投入，企業營銷能力下降，從而抑制了其對創新的積極作用。綜上，中低程度的政府干預促進了營銷能力對中小企業創新的積極作用，高程度的政府干預則抑制了營銷能力對中小企業創新的積極作用。由此，本文提出如下假設：

H2：政府干預倒U型調節營銷能力與中小企業創新的正相關關系。

(三)法制水平的調節作用

盡管中低程度的政府干預有助于中小企業獲得創新資源，激發其創新積極性，但由于企業創新成果具有顯著的外部性，如果沒有良好的執法與司法環境，創新成果的知識產權很容易被竊取。此外，雖然市場本身通過激勵能促使經濟主體不斷試錯找到解決創新外部性問題的方法，但在政府干預的影響下，市場并不能完全發揮其本身的作用。因此，完善現有的法律制度，提升法制水平已成為推動中小企業創新另一重要因素。

具體來說，較高的法制水平對營銷能力與中小企業創新有兩方面的積極影響。一方面，較高的法制水平為中小企業創新成果的知識產權提供保護，明確的知識產權有效規避了創新成果外部性的風險[18]，中小企業從而可以最大限度地獲得創新帶來的超額利潤，此時有能力并愿意為營銷投入更多的資源，通過營銷調研掌握更多的市場信息，進一步明確創新方向，實現更大的創新突破。另一方面，較高的法制水平使市場主體的行為得到規范，交易過程中的違約和機會主義行為被有效遏制[19]，不僅中小企業從外部獲得創新資源的交易成本大幅度降低，還能約束管理者合理配置與使用資源[20]，保證了對營銷的資源投入。綜上，較高的法制水平不僅激發了中小企業創新的積極性，還降低了創新過程中的交易成本和尋租成本，使企業愿意將更多的資源投入到營銷中，強化對營銷能力培養，通過強大的營銷能力吸收整合更多的外部資源為其創新提供支撐。由此，本文提出如下假設：

H3：法制水平正向調節營銷能力與中小企業創新的正相關關系。

(四)營銷能力、政府干預和法制水平的三項交互作用

適度的政府干預激發了中小企業創新積極性，較高的法制水平為中小企業創新成果知識產權提供保護，所以從對中小企業創新的激勵與保護來說，政府干預和法制水平代表了一個完整結構。因此，為進一步探究政府干預、法制水平的共同作用對營銷能力與中小企業創新關系的影響，本文將構建三項交互模型進行分析。

本文提出低政府干預和高法制水平組合能發揮營銷能力對中小企業創新最強的促進作用。這是因為當政府干預較低時，市場競爭更加活躍，市場本身發揮著更大的資源配置作用，而中小企業因自身原因在吸收、利用外部創新資源時常處于劣勢，但為了在激烈的市場競爭中不被淘汰，會盡可能地運用營銷能力去整合優勢資源，通過營銷調研了解市場信息，專注某一細分市場進行產品或服務創新。此時與之相匹配的高法制水平有效保護了創新成果的知識產權，中小企業可以最大限度地獲得創新帶來的超額利潤，這將進一步刺激其對營銷投入更多的資源，通過更廣泛的市場調研，獲得更高的創新績效。

相反，如果政府干預與法制水平不能有效組合，則會抑制營銷能力對中小企業創新的積極作用。如低政府干預與低法制水平組合時，由于低法制水平無法保障創新成果的知識產權，導致企業創新積極性顯著下降，再加上政府干預較低，中小企業能吸收利用的外部創新資源更少，此時因內外部資源的限制將不得不減少對營銷的資源投入，中小企業營銷能力下降，從而抑制了其對創新的積極作用。另外，高政府干預與低法制水平組合時，由于政府對資源分配掌握更多的權利，中小企業對政府政策會產生依賴，而低法制水平又無法有效監督與約束管理者，這使其更容易忽略市場與其他利益相關者的需求，更加肆無忌憚地將內部資源投入到非生產領域[21]，最終因對營銷資源投入不足而削弱了營銷能力對企業創新的積極效應。綜上，本文提出如下假設：

H4：政府干預與法制水平的不同組合對營銷能力與中小企業創新關系產生差異化影響，即低政府干預和高法制水平組合將比其他組合更能促進營銷能力對中小企業創新的積極作用。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選取2008—2018年中小板上市企業作為初始樣本，結合研究主題對初始樣本進行如下篩選：(1)僅保留創新比較普遍的制造業和信息技術兩大行業；(2)剔除財務數據異常的ST、*ST公司；(3)剔除主要變量缺失的樣本。為消除極端值影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理，最終共得到2510個公司層面的非平衡面板數據。其中，中小企業創新數據通過國家專利知識產權局網站手工檢索獲得，研發支出和科研人員數據從公司年報手工收集，其他財務數據來自CSMAR和RESSET數據庫。統計分析軟件為Stata15.0。

(二)變量定義

1.中小企業創新。借鑒權飛過和王曉芳(2020)的做法[22]，用創新數量與創新質量兩個指標衡量。其中，創新數量等于專利申請數量加1取對數，創新質量等于發明專利申請數量加1取對數。

2.營銷能力。借鑒顧雷雷等(2018)的做法[23]，使用“投入-產出”的隨機前沿生產函數來衡量。該函數反映了在具體的技術條件和給定的生產要素組合下，企業各營銷投入組合和最大產出間的函數關系。具體表示方法如下：

Ln(Salei,t)=β0+β1ln(XSi,t)+β2ln(GLi,t)+β3ln(RECTi,t)+β4ln(ICBi,t)

+β5ln(INTAi,t)+εi,t+ηi,t

(1)

上式中，Salei.t、XSi.t、GLi.t、RECTi.t、ICBi.t、INTAi.t分別表示營業收入、銷售費用、管理費用、應收賬款、客戶基礎、無形資產。εi.t是非觀測誤差項；ηi.t是非負無效率項，將ηi.t指數化即可得到營銷能力。

3.政府干預與法制水平。借鑒劉慧龍和吳聯生(2014)的做法[24]，采用王小魯等編著的《中國分省市場化指數2018年報告》中“政府與市場的關系指數”衡量上市公司注冊地的政府干預程度，用“市場中介組織的發育和法律制度環境指數”衡量上市公司注冊地的法制水平。

此外，為提高模型精度，本文還選擇了一些變量作為控制變量，具體各變量定義見表1。為保證結論穩健性，對所有模型的標準誤進行公司層面的Cluster聚類調整。

表1 變量定義

(三)模型設定

首先，為檢驗營銷能力與中小企業創新的關系，設定如下計量模型：

Innovationi,t=α0+α1MCi,t+α2Controlsi,t+α3Indj+α4Yeart+εi,t

(2)

其次，為檢驗政府干預在營銷能力與中小企業創新間的倒U型調節作用，在模型(2)的基礎上引入政府干預與營銷能力的交互項、政府干預的平方與營銷能力的交互項：

+α6Controlsi,t+α7Indj+α8Yeart+εi,t

(3)

再次，為檢驗法制水平在營銷能力與中小企業創新關系間的線性調節作用，在模型(2)的基礎上引入法制水平與營銷能力的交互項：

Innovationi,t=α0+α1MCi,t+α2Lawi,t+α3(MCi,t×Lawi,t)+α4Controlsi,t+α5Indj+α6Yeart+εi,t

(4)

最后，為檢驗政府干預與法制水平在營銷能力與中小企業創新關系間的共同調節作用，在模型(2)的基礎上引入法制水平與營銷能力、政府干預與營銷能力、政府干預的平方與營銷能力的交互項以及法制水平、政府干預與營銷能力的三重交互項：

(5)

在模型(2)至模型(5)中，下標i表示公司，t表示年度，j表示樣本企業所處的行業。Innovation為中小企業創新，包括創新數量LnPat和創新質量LnInn兩個指標。MC為營銷能力，Gov為政府干預、Law為法制水平，Controls為控制變量(詳見表1)。Ind與Year分別為行業效應與年度效應，ε為模型的隨機干擾項。

四、實證結果分析

(一)主要變量描述性統計分析

從表2描述性統計結果看，MC均值為0.696，標準差為0.128，說明樣本中中小企業營銷能力差異較大；LnPat均值為2.891，中位數為2.833，Lnlnn均值為1.910，中位數為1.792，說明無論使用哪種衡量方法，中小企業創新都存在顯著差異。各地區Gov均值為7.561，標準差為1.110，說明不同地區中小企業面臨的政府干預雖存在差異但并不明顯；相反，各地區Law均值為8.844，標準差為4.313，說明不同地區中小企業面臨的法制水平存在較大差異。此外，從控制變量看，除Techstaff、Age、Size變量存在顯著差異外，其他各變量間的差異均較小。

表2 描述性統計分析

(二)回歸分析

1.營銷能力對中小企業創新的影響。從表3列(1)可以看出，當因變量為LnPat時，MC系數為0.487，在1%的水平上顯著為正；從列(2)可以看出，當因變量為Lnlnn時，MC系數為0.523，在1%的水平上顯著為正。上述結果說明，營銷能力越強，中小企業創新水平越高，營銷能力與中小企業創新呈顯著的正相關關系，H1得到支持。

表3 營銷能力、政府干預、法制水平與中小企業創新

續表

2.政府干預的倒U型調節作用。從表3列(3)可以看出，當因變量為LnPat時，MC*Gov系數為0.573，但并不顯著，說明政府干預對營銷能力與中小企業創新關系的線性調節作用不顯著，繼續引入營銷能力與政府干預平方項后發現，MC*Gov2系數為-0.069，在1%的水平上顯著為負。與之相似，從列(4)可以看出，當因變量為Lnlnn時，MC*Gov系數為0.411，但并不顯著，繼續引入營銷能力與政府干預平方項后發現，MC*Gov2系數為-0.084，在1%的水平上顯著為負，說明政府干預在營銷能力與中小企業創新關系間起倒U型調節作用，H2得到支持。為了更清晰地表明政府干預倒U型調節作用的方向，借鑒江旭(2015)的研究[25]，以表3列(3)回歸結果為例計算得出，當政府干預水平(1)政府干預水平等于-b/2a，其中a為列(3)中政府干預平方的系數，b為列(3)中政府干預的系數。低于7.579時，對營銷能力與中小企業創新關系有正向調節作用，當高于7.579時，有負向調節作用。因此，政府干預并不是越高越好，超過一定水平會抑制營銷能力對中小企業創新的積極作用。

3.法制水平的線性調節作用。從表3列(5)可以看出，當因變量為LnPat時，MC*Law系數為0.052，在5%的水平上顯著為正；與之相似，從列(6)可以看出，當因變量為Lnlnn時，MC*Law系數為0.093，在1%的水平上顯著為正。以上結果說明，法制水平在營銷能力與中小企業創新關系間起正向調節作用，H3得到支持。

4.政府干預與法制水平共同調節作用。從表3列(7)回歸結果可知，當因變量為LnPat時，MC*Gov*Law系數為0.092，在5%的水平上顯著為正。列(8)回歸結果顯示，當因變量為Lnlnn時，MC*Gov*Law系數為0.163，在1%的水平上顯著為正，說明政府干預與法制水平共同作用在營銷能力與中小企業創新關系間起正向調節作用。為了更準確地檢驗H4的三項交互效應，本文分別取政府干預、法制水平的低值(均值-標準差)與高值(均值+標準差)研究二者組合對主效應關系的影響。結果發現，當政府干預較低時，營銷能力和高法制水平的交互對中小企業創新的影響系數為0.134，營銷能力和低法制水平的交互對中小企業創新的影響系數為0.031，且均在5%的水平上顯著；當政府干預較高時，營銷能力和高法制水平的交互對中小企業創新的影響系數為0.098，在5%的水平上顯著，營銷能力和低法制水平的交互對中小企業創新的影響系數為0.017，在10%的水平上顯著。上述四種結果說明政府干預、法制水平的不同組合對營銷能力與中小企業創新關系均有顯著的正向調節作用，但調節效應隨著政府干預水平的提升而顯著降低。當低政府干預與高法制水平組合時，對營銷能力與中小企業創新關系的正向調節作用最強，其他三種組合對二者關系的正向調節作用相對較弱。由此，H4得到支持。

為了更直觀地呈現政府干預、法制水平對營銷能力與中小企業創新關系的共同調節作用，本文繪制了三項交互調節效應圖(見圖1)。由圖1可知，政府干預與法制水平的四種組合對營銷能力與中小企業創新關系均有顯著的正向調節作用，但不同組合的調節作用存在顯著差異。具體來說，當法制水平較高時，低政府干預與高法制水平的組合、較高政府干預與高法制水平的組合對二者關系的正向調節作用更強(前者斜率更大)；當法制水平較低時，低政府干預與低法制水平組合、較高政府干預與低法制水平的組合對二者關系的正向調節作用更強(前者斜率更大)。綜合上述結果，當且僅當高法制水平與低政府干預組合時，其對二者關系的正向調節作用最強，其他三種組合方式對二者關系的正向調節作用相對較弱(該組合的斜率最大)。由此，H4再次得到支持。

圖1 營銷能力與政府干預、法制水平的三項交互效應

(三)穩健性檢驗

首先，反向因果檢驗。參考孟慶璽等(2018)的研究[26]，使用LnPati,t+1和LnPati,t+2作為因變量，檢驗模型中可能存在的反向因果問題。替換因變量后，MC系數至少在5%的水平上顯著為正，MC*Gov2系數均在1%的水平上顯著為負，MC*Law系數均在1%的水平上顯著為正，MC*Gov*Law系數在1%的水平上顯著為正。以上結果與先前回歸結果均保持一致。但通過比較發現，營銷能力對中小企業創新未來一期的正向影響更強，法制水平的正向調節作用也更強，而政府干預水平的倒U型調節作用在滯后兩期中無顯著差異。

其次，自變量度量誤差檢驗。參考崔登峰和邵偉(2018)的研究[27]，采用銷售費用、銷售人員比例和存貨周轉率三個指標的綜合因子衡量營銷能力。即營銷能力=銷售費用×該因子方差貢獻率+銷售人員比例×該因子方差貢獻率+存貨周轉率×該因子方差貢獻率，檢驗對自變量的度量誤差。重新度量自變量后，MC系數至少在10%的水平上為正，MC*Gov2系數在1%的水平上顯著為負，MC*Law系數在1%的水平上顯著為正，MC*Gov*Law系數在5%的水平上顯著為正。回歸結果與前文結果基本保持一致。

最后，因變量度量誤差檢驗。參考林素燕和賴逸璇(2019)的研究[28]，采用研發投入與營業收入比值(RD)衡量中小企業創新，檢驗對因變量的度量誤差。重新度量因變量后，MC系數均在1%的水平上顯著為正，MC*Gov2系數在1%的水平顯著為負，MC*Law系數在5%的水平上顯著為正，MC*Gov*Law系數在1%的水平上顯著為正。回歸結果與前文結果保持一致。限于篇幅，以上穩健性檢驗結果未具體列出，如有需要可向作者索取。

五、結論與啟示

(一)研究結論

本文將宏觀環境因素與微觀企業創新聯系起來，基于資源基礎理論和技術創新理論，從制度環境視角出發，引入政府干預、法制水平兩個變量分析其對營銷能力與中小企業創新關系的調節作用。以2008—2018年我國中小板上市的制造業和信息技術企業為樣本，結果表明：營銷能力對中小企業創新有顯著的正向影響；政府干預倒U型調節營銷能力與中小企業創新的關系，即當政府干預低于期望值水平時，正向調節營銷能力與中小企業創新的關系，當高于期望值水平時，負向調節該關系；法制水平正向調節營銷能力與中小企業創新的關系；此外，營銷能力與法制水平、政府干預的三項交互對中小企業創新有顯著的正向影響，進一步研究發現，低政府干預與高法制水平的組合對營銷能力與中小企業創新關系的正向調節作用最強，而其他三種類型組合的正向調節作用相對較弱。說明現階段政府應保持對中小企業創新較低的干預，著力提升法制水平，同時優化營商環境，營造公平有序的市場競爭環境，進一步激發中小企業營銷能力對企業創新的積極作用。

(二)理論貢獻與管理啟示

本文理論貢獻在于：(1)區別于已有對營銷能力與企業創新關系的直接效應研究，引入政府干預、法制水平作為調節變量，通過實證檢驗其在營銷能力與中小企業創新關系的調節作用，豐富了二者關系的調節變量研究；(2)從制度環境視角出發，彌補了現有從企業內部視角對二者關系研究的不足，有助于從一個新的視角解釋二者間的“關系爭論”；(3)運用三項交互方法分析政府干預與法制水平的四種組合對營銷能力與中小企業創新關系的調節作用，這比傳統研究中僅探討主效應或單獨的調節效應能更準確和全面地闡釋營銷能力與中小企業創新間的關系，為后續研究提供了新的思路。

本文提出以下三點啟示：(1)中小企業要重視營銷能力的作用，加強對營銷能力的培養。首先，應加強對銷售費用和銷售人員的投資，通過營銷調研了解掌握市場需求信息，為企業創新指明方向；其次，應加強與政府之外的其他利益群體的合作，拓寬創新資源的獲取渠道，將這些資源進行有效的吸收整合，為企業創新提供資源保障。(2)政府要保持適度的干預，充分發揮市場對資源配置的作用，營造利于中小企業創新的營商環境。首先，建立跨部門的政策信息互聯網平臺，及時發布涉及中小企業創新、金融、市場、權益保護等信息，為其提供便捷無償服務；其次，加快推進中小企業稅收優惠、固定資產加速折舊、研發費用加計扣除等政策的落實，切實為企業創新減負；(3)完善現有的法律制度，強化法制對創新成果的保護，創造利于中小企業創新的法制環境。首先，相關部門要及時完善或修訂有關法律，將創新形成的新業態、新模式、新機制納入法律保護的范圍；其次，簡化中小企業申請專利程序，優化審批流程，鼓勵中小企業申報擁有自主知識產權的技術，嚴格保護中小企業創新成果，提升其創新積極性。