“營改增”與企業(yè)創(chuàng)新資源流向
——基于上市公司的實(shí)證分析

肖建華，謝璐華

（江西財經(jīng)大學(xué) 財稅與公共管理學(xué)院，江西 南昌330013）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

利用財稅政策激勵企業(yè)創(chuàng)新是世界各國的普遍做法，近年來，我國為推進(jìn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，提升企業(yè)核心競爭力，陸續(xù)實(shí)施了系列財稅政策，這些政策也正發(fā)揮著積極作用?！盃I改增”政策作為稅制改革中一項(xiàng)重要舉措，對創(chuàng)新資源的流向產(chǎn)生了什么作用呢？

國內(nèi)外學(xué)者對于引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新資源流向的財稅政策研究方面，更多文獻(xiàn)主要集中于討論政府補(bǔ)貼和所得稅的激勵效應(yīng)，對于流轉(zhuǎn)稅引導(dǎo)創(chuàng)新資源流動的文獻(xiàn)研究較少。劉小元（2013）研究發(fā)現(xiàn)，財政補(bǔ)貼對于企業(yè)創(chuàng)新資本資源和創(chuàng)新人力資源流向具有促進(jìn)作用；而實(shí)際的所得稅率對企業(yè)創(chuàng)新資源配置起到了阻礙作用［1]。李苗（2019）認(rèn)為，政府補(bǔ)貼能夠引導(dǎo)創(chuàng)新資源流向，提升企業(yè)的技術(shù)擴(kuò)散能力［2]。而張帆（2018）的研究表明，財政補(bǔ)貼對企業(yè)創(chuàng)新資源配置是否有效決定于市場要素和基礎(chǔ)設(shè)施的狀況［3]。李維安（2016）認(rèn)為所得稅收優(yōu)惠政策對創(chuàng)促高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的資源流向效果不佳［4]。相比于財政補(bǔ)貼和所得稅政策對創(chuàng)新資源流動的研究，流轉(zhuǎn)稅對創(chuàng)新資源流向作用的研究近年來逐步得到了重視。

對“營改增”政策影響的研究，首先是從作用機(jī)制入手。理論上看，通過打通服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的抵扣鏈條（李成，2015；胡怡建，2014），能夠通過產(chǎn)業(yè)鏈的傳遞［5-6]，擴(kuò)大企業(yè)抵扣范圍，消除產(chǎn)業(yè)間增值稅與營業(yè)稅的重復(fù)征稅問題，使企業(yè)的流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)減輕（范子英，2017），而企業(yè)稅收成本的降低（張璇，2019）［7-8]，一方面將釋放來自內(nèi)部的財務(wù)壓力，引導(dǎo)更多的創(chuàng)新資本資源投入創(chuàng)新活動之中（孫吉樂，2017）［9]；另一方面也有利于細(xì)化分工（劉建民，2017）［10]，優(yōu)化企業(yè)人力資源的配置。企業(yè)創(chuàng)新資源配置能力的增強(qiáng)（趙迎春，2013）［11]，將提高企業(yè)的競爭力，通過創(chuàng)新資源在服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的合理流向，引導(dǎo)我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（孫正，2017）［12]，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展（袁從帥，2019）［13]。其次，是對“營改增”政策效應(yīng)的評估。評價“營改增”對于產(chǎn)業(yè)、行業(yè)影響多采用CGE 模型、投入產(chǎn)出模型、面板回歸模型等，如學(xué)者趙迎春（2013）借助CGE 模型研究了增值稅擴(kuò)圍對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，實(shí)證結(jié)果表明“營改增”有利于資源配置；胡怡建（2016）通過投入產(chǎn)出法和CGE 模型研究，發(fā)現(xiàn)“營改增”對工業(yè)的促進(jìn)大于服務(wù)業(yè)［14]。孫正（2017）構(gòu)建面板自回歸模型（PVAR）分析了“營改增”和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間的關(guān)系。也有學(xué)者通過構(gòu)建雙重差分模型、雙重差分傾向匹配得分法、三重差分模型等來具體考察“營改增”的微觀效應(yīng)，如張璇（2019）利用PSM-DID方法探究“營改增”后企業(yè)稅負(fù)和創(chuàng)新產(chǎn)出間的關(guān)系，結(jié)果顯示稅負(fù)下降越多越有利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。而孫吉樂（2017）利用DID 模型，發(fā)現(xiàn)“營改增”對企業(yè)研發(fā)的無顯著影響，規(guī)模越大的企業(yè)其研發(fā)力度反而越小，企業(yè)積累的利潤會抑制新的研發(fā)費(fèi)用投入。曹平（2018）通過DDD模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)“營改增”政策不利于企業(yè)的創(chuàng)新意愿提升［15]。

基于此，本文嘗試在以下兩方面進(jìn)行進(jìn)一步研究：第一，將服務(wù)業(yè)和制造業(yè)同時納入分析范圍，較為全面探究“營改增”政策的作用；第二，較為科學(xué)地選取企業(yè)創(chuàng)新資源指標(biāo)，分析“營改增”與企業(yè)創(chuàng)新資源流向間的關(guān)系。本文內(nèi)容安排如下：第二部分安排的是研究設(shè)計；第三部分是實(shí)證結(jié)果分析及穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第四部分是主要結(jié)論和政策啟示。

二、研究設(shè)計

為檢驗(yàn)“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新資源流向的影響，本部分主要說明樣本、模型及變量選擇等研究設(shè)計。

（一）樣本選擇

由于“營改增”采取了從試點(diǎn)行業(yè)、試點(diǎn)地區(qū)向全國分階段擴(kuò)圍的方式（具體的改革路線詳見表1所列。同時，考慮到“營改增”雖然是以服務(wù)業(yè)改革為主，但是通過服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間的良性互動，能夠通過生產(chǎn)鏈進(jìn)行創(chuàng)新資源的流動與配置。本文嘗試選取部分制造企業(yè)作為研究樣本（由于2014年進(jìn)行“營改增”試點(diǎn)改革時上市企業(yè)樣本量較少，因此不納入此次分析范圍），最終，本文最終確定了四組對照組樣本：第一，2012年進(jìn)行試點(diǎn)的上市企業(yè)作為第一批實(shí)驗(yàn)組；第二，2013年參與政策改革的上市企業(yè)作為第二批實(shí)驗(yàn)組；第三，2016年進(jìn)行“營改增”改革的四個行業(yè)的上市企業(yè)作為第三批實(shí)驗(yàn)組；第四，依據(jù)上市企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)，選取2009-2011年平均營業(yè)稅負(fù)率低于3%的制造業(yè)作為第四批實(shí)驗(yàn)組，將政策實(shí)施時間固定為2013年。選取2009-2011年平均營業(yè)稅負(fù)率高于10%的制造業(yè)上市企業(yè)作為控制組進(jìn)行分析。

表1 “營改增”政策改革路線

（二）模型選擇

為探究“營改增”政策對創(chuàng)新資源流向的影響，結(jié)合“營改增”政策逐步推進(jìn)的特點(diǎn)，政策實(shí)施期間，能夠同時找到受政策影響的實(shí)驗(yàn)組和未受政策影響的控制組進(jìn)行對比研究，通過評估政策實(shí)施前后某個指標(biāo)的變化趨勢，求出指標(biāo)變化量便是政策帶來的效應(yīng)。因此，國內(nèi)研究評價“營改增”政策效應(yīng)，更加青睞采用雙重差分法、傾向匹配得分法、三重差分法。本文借鑒學(xué)者邵悅心（2019）研究“增值稅擴(kuò)圍”對企業(yè)創(chuàng)新投入影響構(gòu)建的雙重差分傾向匹配得分法（PSM-DID）［16]。為克服內(nèi)生性問題（鄭新業(yè)，2011），克服選擇的偏差性［17]，消減實(shí)驗(yàn)組和控制組的共同趨勢，使實(shí)證結(jié)果更加穩(wěn)健，構(gòu)建如下模型：

其中，ymit和yrit為被解釋變量，Xlistit為控制變量，kit和θit為個體固定和時間固定，εit為誤差項(xiàng)，α2和β2度量了“營改增”政策的凈效應(yīng)。

構(gòu)建的PSM-DID模型如下：

其中，T為實(shí)驗(yàn)組，C為控制組，p1為“營改增”之后，p0為“營改增”之前，i表示實(shí)驗(yàn)組第i個人，j表示控制組第j個人，ω表示PSM得到的權(quán)重，N表示配對成功的個體數(shù)。

（三）變量選擇及數(shù)據(jù)來源說明

為分析“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新資源的流向引導(dǎo)作用，選取了創(chuàng)新資本資源和創(chuàng)新人力資源作為被解釋變量，政策凈效應(yīng)為解釋變量，企業(yè)規(guī)模等控制變量，相關(guān)變量說明如下。

（1）解釋變量。“營改增”政策的凈效應(yīng)（DID）。采用treated 的0-1 賦值作為區(qū)分前文提到的實(shí)驗(yàn)組和控制組，當(dāng)值為1 是即作為實(shí)驗(yàn)組；用time 的0-1賦值區(qū)分是否該年度是否受到“營改增”影響，time 為1 表示處于“營改增”時期。其中time*treat?ed的交互項(xiàng)DID的系數(shù)正是關(guān)注的政策凈效應(yīng)，其系數(shù)顯著為正表明“營改增”政策能夠有效引導(dǎo)創(chuàng)新資源流向，系數(shù)越大，引導(dǎo)效應(yīng)越強(qiáng)。

（2）被解釋變量。借鑒劉小元（2013）、王淑英（2018）［18]、呂承超（2019）［19]的共同做法，將創(chuàng)新資源分解為創(chuàng)新資本資源（ym）與創(chuàng)新人力資源（yr）兩部分，其中，創(chuàng)新資本資源選取上市公司的研發(fā)費(fèi)用與主營業(yè)務(wù)收入的比重，創(chuàng)新人力資源選取上市公司的研發(fā)人員與職工總數(shù)的比重進(jìn)行衡量。

（3）控制變量。為分析“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響，結(jié)合現(xiàn)有研究（袁從帥（2015）；欒強(qiáng)（2018）；周密（2018）等），選取企業(yè)規(guī)模（size）和企業(yè)年齡（age）作為企業(yè)自身情況的控制條件；選取衡量主營業(yè)務(wù)增長率（yz）、營業(yè)利潤率（yl）作為主要企業(yè)營業(yè)情況的控制變量；另外，還選取了資產(chǎn)負(fù)債率（zcfz）、資本固定率（zbgd）、人力資本回報率（rop）財務(wù)指標(biāo)作為控制變量。這些變量構(gòu)成了控制變量Xlist。

（4）數(shù)據(jù)來源說明。全部數(shù)據(jù)主要來自萬得數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫以及銳思數(shù)據(jù)庫相關(guān)上市公司2009-2018年十年的財務(wù)數(shù)據(jù)。對于所選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理和篩選：第一，選取上市公司為A股的上市公司；第二，選取研究年份內(nèi)非借殼上市以及非退市的企業(yè)；第三，選取研究年份內(nèi)非ST或者固定資產(chǎn)非負(fù)的上市企業(yè)；第四，選取財務(wù)數(shù)據(jù)完整連續(xù)的企業(yè)；第五，對于部分缺少一兩年的數(shù)據(jù)根據(jù)企業(yè)年報財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行推算。最后得到了21 420 個樣本企業(yè)研究企業(yè)創(chuàng)新人力資源集聚、18 480個樣本企業(yè)研究企業(yè)創(chuàng)新資本資源集聚。

各變量的相關(guān)及數(shù)據(jù)來源說明見表2所列。

表2 變量及數(shù)據(jù)來源說明

續(xù)表2

三、實(shí)證結(jié)果分析

依研究設(shè)計，實(shí)證分析主要按照下面的步驟進(jìn)行：第一，進(jìn)行“營改增”對創(chuàng)新資源流向的描述性統(tǒng)計分析。第二，采用DID 模型和PSM-DID 模型進(jìn)行“營改增”政策對創(chuàng)新資源流向的效應(yīng)分析。第三，基于地區(qū)差異分析“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新資源流向的作用效果。第四，基于權(quán)屬差異研究“營改增”政策實(shí)施后，企業(yè)創(chuàng)新資源流向的變化情況。第五，基于行業(yè)差異探究“營改增”政策實(shí)施對企業(yè)創(chuàng)新資源流向的影響程度。第六，通過系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的可靠性。

（一）“營改增”與企業(yè)創(chuàng)新資源流向的描述性統(tǒng)計分析

表3分別描述的企業(yè)創(chuàng)新資本資源與企業(yè)創(chuàng)新人力資源的相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。首先，企業(yè)創(chuàng)新資本資源與創(chuàng)新人力資源在對照組和實(shí)驗(yàn)組之間存在差異，實(shí)驗(yàn)組中的樣本企業(yè)擁有創(chuàng)新資本資源和創(chuàng)新人力資源情況都優(yōu)于對照組。其次，從控制變量的選擇來看，總體上，實(shí)驗(yàn)組和對照組均值差異小。這表明，第一，選取的變量較為符合實(shí)證條件，即被解釋變量存在明顯差異，而其余指標(biāo)情況類似；第二，被解釋變量實(shí)驗(yàn)組的創(chuàng)新資本資源和創(chuàng)新人力資源均值大于實(shí)驗(yàn)組，初步可以推斷“營改增”政策有利于企業(yè)創(chuàng)新資源流向。但是是否存在其他因素導(dǎo)致這種差異，需要進(jìn)行下一步實(shí)證。

表3 企業(yè)創(chuàng)新資本資源、企業(yè)創(chuàng)新人力資源相關(guān)變量的描述分析

（二）“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響的估計結(jié)果

表4中（1）-（4）列報告的是“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新資本資源流向的影響的回歸結(jié)果；（5）-（8）列描述的則是“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新人力資源流向的效應(yīng)分析。（1）-（8）列實(shí)證方法的區(qū)別在于（1）列和（5）列是未加入任何控制變量的DID模型分析結(jié)果；回歸（2）和回歸（6）呈現(xiàn)則是加入了控制變量的DID 模型實(shí)證結(jié)果；（3）列（4）列（7）列（8）列是經(jīng)過了PSM處理后的DID模型估計結(jié)果，其區(qū)別是回歸（4）和回歸（8）加入了控制變量進(jìn)行分析。

一方面，從“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資本資源流向作用效果來看，在DID模型和PSM-DID模型下，did系數(shù)均為正且具有統(tǒng)計意義，表明“營改增”政策能夠加強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新資本資源流向。從控制變量來看，企業(yè)成立時間越久越能夠借助“營改增”政策促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新資本資源流向，可能是由于成立時間越久的企業(yè)越易利用政策釋放的紅利做出利于企業(yè)長期發(fā)展的創(chuàng)新決策。從其他控制變量來看，在“營改增”背景下，資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模、營業(yè)利潤率對企業(yè)創(chuàng)新資本資源流向具有輕微抑制作用，可能是由于資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)面臨自身財務(wù)的風(fēng)險較大，對于增加創(chuàng)新資本資源的決策較為謹(jǐn)慎；企業(yè)規(guī)模越大的企業(yè)，日常投入的創(chuàng)新資本資源較大，“營改增”未能明顯增加企業(yè)的創(chuàng)新資本資源；營業(yè)利潤率越大的企業(yè)，對于“營改增”政策帶來的稅負(fù)減輕，企業(yè)更多的轉(zhuǎn)化為盈利能力的提升，而不是創(chuàng)新資本資源投資的加大。經(jīng)過PSM 模型匹配后的樣本，變量系數(shù)的顯著性都有所增加，說明PSM-DID模型對于實(shí)證結(jié)果的估計更加優(yōu)良。

另一方面，從“營改增”政策對于企業(yè)創(chuàng)新人力資源流向的效應(yīng)來看：第一，經(jīng)過DID模型和PSMDID 模型檢驗(yàn)，did 系數(shù)均顯著為正，可見，“營改增”政策切實(shí)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新人力資本流向；第二，從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模系數(shù)顯著為正，其余變量未能通過1%顯著性水平測試，表明企業(yè)規(guī)模越大的企業(yè)，在“營改增”期間，吸引創(chuàng)新人才效果越顯著；最后，經(jīng)過PSM 模型處理后，樣本誤差消減情況較好，回歸效果更加顯著，這在一定程度上印證了選取PSM-DID模型進(jìn)行分析的合理性。

表4 “營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向的效應(yīng)分析

（三）“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響的地區(qū)差異

為了更加細(xì)致觀察“營改增”政策實(shí)施期間，企業(yè)創(chuàng)新資源的地區(qū)流向情況，本文做了區(qū)分地區(qū)的“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響的實(shí)證分析，結(jié)果見表5所列。其中（1）-（4）列的回歸結(jié)果刻畫的分別是“營改增”政策對東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)、東北地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新資本資源流向的影響程度，（5）-（8）列描述的“營改增”政策下，創(chuàng)新人力資源在東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)、東北地區(qū)的流向情況。

一方面，無論對于企業(yè)的創(chuàng)新資本資源還是企業(yè)的創(chuàng)新人力資源來說，在東部地區(qū)和西部地區(qū)did系數(shù)均為正且具有統(tǒng)計意義，而中部地區(qū)、東北地區(qū)的did系數(shù)未能通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)。表明，“營改增”政策，能夠引導(dǎo)創(chuàng)新資本資源和創(chuàng)新人力資源流向東部地區(qū)和西部地區(qū)，但是西部地區(qū)對創(chuàng)新資本資源吸引略強(qiáng)于東部地區(qū)，東部地區(qū)的創(chuàng)新人力資源強(qiáng)度略大于西部地區(qū)；中部地區(qū)、東北地區(qū)的創(chuàng)新資源通過“營改增”去引導(dǎo)其流向效果不佳。究其原因，可能是由于東部地區(qū)“營改增”開始最早，發(fā)展所需要的創(chuàng)新人力資源和創(chuàng)新資本資源都較多；西部地區(qū)近些年發(fā)展迅速，因此借助“營改增”契機(jī)配置企業(yè)創(chuàng)新資源的自主意愿較強(qiáng)。

另一方面，從控制變量來看，對于東部和西部地區(qū)，在“營改增”背景下，企業(yè)成立時間越久越有利于企業(yè)創(chuàng)新資源流向；資產(chǎn)負(fù)債率、營業(yè)利潤對于企業(yè)創(chuàng)新資本資源流向具有阻礙作用，其結(jié)論與全樣本分析基本保持一致。

表5 基于地區(qū)差異的“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向的效應(yīng)分析

（四）“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響的權(quán)屬差異

為探索權(quán)屬差異下，“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向的影響差異，故此做了此部分實(shí)證，實(shí)證結(jié)果見表6所列。從表6的（1）-（3）列分別呈現(xiàn)的是國有企業(yè)、民營企業(yè)、其他企業(yè)在“營改增”政策下，企業(yè)創(chuàng)新資本資源流向的變化；（4）-（6）列示的是創(chuàng)新人力資源在“營改增”政策實(shí)施前后國有企業(yè)、民營企業(yè)以及其他企業(yè)的表現(xiàn)差異。實(shí)證結(jié)果顯示：第一，did 系數(shù)均顯著為正，“營改增”政策能夠大大加強(qiáng)不同權(quán)屬企業(yè)的創(chuàng)新資源流向；第二，對于創(chuàng)新資本資源來說，流向國有企業(yè)效果最為明顯，表明“營改增”政策影響下，國有企業(yè)能夠繼續(xù)發(fā)揮其吸收資本資源的能力優(yōu)勢，民營企業(yè)在引導(dǎo)創(chuàng)新資本資源流向的能力還有待提高；第三，對于創(chuàng)新人力資源而言，在“營改增”期間，混合制企業(yè)的創(chuàng)新人力資源流向最為明顯，國有企業(yè)創(chuàng)新人力資源流動最小，究其原因可能在于，相比國有企業(yè)，混合制企業(yè)的人員流動性較大，更容易吸引創(chuàng)新人才。

表6 基于權(quán)屬差異的“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向的效應(yīng)分析

續(xù)表6

（五）“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響的行業(yè)差異

鑒于“營改增”政策是有選擇地對部分行業(yè)進(jìn)行稅制改革，因此為研究“營改增”政策對于不同行業(yè)創(chuàng)新資源流向的影響，進(jìn)行了區(qū)分行業(yè)的實(shí)證研究，回歸結(jié)果見表7 和表8 所列，其中行業(yè)1-11的具體分類詳見表2?？傮w來看，在“營改增”政策作用下，不同行業(yè)的創(chuàng)新資源流向變化是有所差異的。

從表7 可以看出，“營改增”影響下，交通運(yùn)輸業(yè)、科技服務(wù)業(yè)、生活服務(wù)業(yè)、科技制造業(yè)、設(shè)備制造業(yè)的創(chuàng)新資本資源有明顯增加，其中科技服務(wù)業(yè)和科技制造業(yè)的DID系數(shù)最大，表明“營改增”政策能夠有效引導(dǎo)科技創(chuàng)新資本資源流向科技行業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。另一方面說明，“營改增”政策效果不僅僅局限于服務(wù)業(yè)，能夠通過產(chǎn)業(yè)鏈傳遞，將政策效益外溢到制造業(yè)，進(jìn)一步印證了將制造業(yè)企業(yè)作為樣本納入分析范圍的合理性。

表7 基于行業(yè)差異的“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資本資源流向的效應(yīng)分析

從表8 可以發(fā)現(xiàn)，“營改增”政策實(shí)施后，科技制造業(yè)和交通制造業(yè)的創(chuàng)新人力資源配置情況有所改善，但是“營改增”影響下，對科技服務(wù)行業(yè)的創(chuàng)新人力人才的流入具有抑制作用。究其原因，我國的科技服務(wù)業(yè)尚不屬于知識密集型企業(yè)，反映出我國科技服務(wù)業(yè)的人才構(gòu)成有待進(jìn)一步改善。相較于其他行業(yè)，科技制造業(yè)和交通制造業(yè)對于創(chuàng)新人才需求量較大且較為穩(wěn)定，因此，也能利用“營改增”政策提高創(chuàng)新人才比例。

表8 基于行業(yè)差異的“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新人力資源流向的效應(yīng)分析

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響的實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，進(jìn)行了系列檢驗(yàn)。

首先進(jìn)行了改變時間窗口的檢驗(yàn)。表9 中的（1）列報告的是將政策時間提前到2011年的創(chuàng)新資本資源回歸結(jié)果，（4）列報告的則是將政策時間固定到2011年創(chuàng)新人力資源的分析結(jié)果，其中，did系數(shù)均不再顯著，本文結(jié)論保持不變。

其次進(jìn)行了政策唯一性的檢驗(yàn)。為排除同一時間段其他財政政策對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響的可能性，本文參考學(xué)者曹平（2018）選取的政府補(bǔ)助政策和所得稅政策檢驗(yàn)，結(jié)果如（2）（3）（5）（6）顯示，did系數(shù)不再顯著，結(jié)論依舊不變。

可見，本文的實(shí)證結(jié)果十分顯著。

表9 “營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向的影響穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四、結(jié)論與政策啟示

本文利用2009-2018年上市企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)資料，并利用PSM-DID 模型來探究“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新資源流向影響。主要結(jié)論如下：

第一，總體上“營改增”能有效引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新資源流向，改善企業(yè)創(chuàng)新資本資源和企業(yè)人力資源資源配置情況，實(shí)現(xiàn)“減低企業(yè)稅負(fù)，細(xì)化企業(yè)分工，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步”的政策預(yù)期；

第二，在地區(qū)層面，“營改增”能夠引導(dǎo)創(chuàng)新資本資源和創(chuàng)新人力資源流向東部地區(qū)和西部地區(qū)，但對中部地區(qū)和西部地區(qū)的創(chuàng)新資源的流動引導(dǎo)效果不佳；

第三，“營改增”政策能夠大大加強(qiáng)不同權(quán)屬企業(yè)的創(chuàng)新資源流向，對于創(chuàng)新資本資源來說，流向國有企業(yè)效果最為明顯。對于創(chuàng)新人力資源而言，混合制企業(yè)的創(chuàng)新人力資源流向最為明顯；

第四，“營改增”政策作用下，不同行業(yè)的創(chuàng)新資源流向變化呈現(xiàn)差異?！盃I改增”政策能夠有效引導(dǎo)科技創(chuàng)新資本資源流向科技行業(yè)，但對科技服務(wù)行業(yè)的創(chuàng)新人力人才的流入有抑制作用。

上述實(shí)證結(jié)論具有重要的政策啟示：

第一，在制定激勵企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)財稅政策時，從短期看可以考慮主要發(fā)揮增值稅的作用，引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新資源正確流動；

第二，考慮到“營改增”政策對科技類的企業(yè)創(chuàng)新資源的流向產(chǎn)生顯著影響，可以在實(shí)際操作中制定更加有針對性的增值稅優(yōu)惠政策來引導(dǎo)創(chuàng)新資源流向更高端的科技類企業(yè)流動，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間科技創(chuàng)新資源的高效配置與有機(jī)融合；

第三，基于“營改增”政策對創(chuàng)新資源流在權(quán)屬、地區(qū)、規(guī)模上的表現(xiàn)差異，增值稅優(yōu)惠政策應(yīng)鼓勵不同地區(qū)、不同權(quán)屬、不同規(guī)模的企業(yè)進(jìn)行合作，以期創(chuàng)新資源更加合理的流動與集成，整體提升我國創(chuàng)新資源的配置效率。