倪婷婷， 王躍堂， 王 帥

（1. 南京財經(jīng)大學 會計學院，江蘇 南京 210023； 2. 南京大學 管理學院，江蘇 南京 210093；3. 天職國際會計師事務(wù)所 江蘇分所， 江蘇 南京 210000）

一、引 言

近年來，中國政府將增值稅改革作為推動經(jīng)濟增長的重要手段。2004-2009年我國開始推廣由生產(chǎn)型增值稅向消費型增值稅轉(zhuǎn)變的增值稅轉(zhuǎn)型，它對企業(yè)投資（聶輝華等，2009；倪婷婷和王躍堂，2016a）和就業(yè)（王躍堂和倪婷婷，2015）等方面產(chǎn)生了重要影響。2012年“營改增”率先在上海的交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)實施試點，隨后在全國范圍內(nèi)推廣，并逐步推廣至其他服務(wù)業(yè)。2016年5月1日起，“營改增”改革開始覆蓋建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和生活服務(wù)業(yè)，自此營業(yè)稅正式退出中國歷史舞臺。“營改增”改革作為完善流轉(zhuǎn)稅制的重要舉措，它對社會福利（孫正和張志超，2015；倪紅福等，2016）和地方財政收入（李青和方建潮，2013）等宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生了深遠影響。在微觀層面，它還會作用于企業(yè)的稅收負擔（童錦治等，2015；曹越和李晶，2016）和專業(yè)化分工（陳釗和王旸，2016）。

然而“營改增”的最終目標并不僅僅是減稅，而是通過促進產(chǎn)業(yè)間分工協(xié)作，最終實現(xiàn)我國產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型和升級（范子英和彭飛，2017）。國務(wù)院總理李克強和財政部及國家稅務(wù)總局發(fā)言人均指出，“營改增”旨在促進產(chǎn)業(yè)分工優(yōu)化，拉長產(chǎn)業(yè)鏈，帶動制造業(yè)升級。那么，一個重要的問題是“營改增”促進了我國制造業(yè)升級嗎?既有文獻中只有少量研究分析了“營改增”的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)。學者認為“營改增”是推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要手段（高培勇，2013）。盡管“營改增”是在服務(wù)業(yè)進行改革，它還存在產(chǎn)業(yè)聯(lián)動效應(yīng)（魏陸，2013），并且產(chǎn)業(yè)鏈減稅效應(yīng)遠大于企業(yè)減稅效應(yīng)（胡怡建，2013）。范子英和彭飛（2017）發(fā)現(xiàn)“營改增”減稅效應(yīng)的發(fā)揮依賴于產(chǎn)業(yè)互聯(lián)的作用。倪婷婷和王躍堂（2016b）發(fā)現(xiàn)市場對2016年全面“營改增”持肯定態(tài)度，但全面“營改增”涉及行業(yè)的累計超常收益卻明顯低于非改革行業(yè)，其中的原因可能是較高的改革過渡成本和改革溢出效應(yīng)。與本文研究較為接近的是李永友和嚴岑（2018），他們發(fā)現(xiàn)“營改增”促進了制造業(yè)升級，企業(yè)存在以研發(fā)投入和外購技術(shù)信息服務(wù)支出為表現(xiàn)的轉(zhuǎn)型升級行為。毫無疑問，這篇文獻具有重要的啟發(fā)意義。然而，在影響路徑方面，它僅考察了企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的具體表現(xiàn)，卻沒有深入檢驗“營改增”改革究竟如何帶動制造企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，以及其深層的影響機制是什么。在結(jié)構(gòu)性減稅的背景下，深入探討稅制改革對企業(yè)升級的有效機制，既有利于評價稅收政策，掌握企業(yè)轉(zhuǎn)型升級規(guī)律，也能為進一步深化改革提供有益參考。

作為與現(xiàn)代制造業(yè)緊密聯(lián)系的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)正逐漸成為國民經(jīng)濟的重要組成部分（趙靚和吳梅，2016）。制造業(yè)發(fā)展所依賴的科學技術(shù)、專有知識和人力資本均來自于服務(wù)業(yè)，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對其獨立的中間投入（劉志彪，2006）。發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)升級的促進作用已成為經(jīng)濟發(fā)展的一項重要任務(wù)（宣燁和余泳澤，2017）。理論上，“營改增”能通過鼓勵專業(yè)化分工與創(chuàng)新促進服務(wù)業(yè)發(fā)展，由此為制造業(yè)提供新的信息流和知識流，推動制造業(yè)增加研發(fā)、采購、營銷等環(huán)節(jié)，幫助其實現(xiàn)向價值鏈高端攀升。實踐中，制造業(yè)也是“營改增”的凈得益者。改革后其外購服務(wù)的增值稅進項稅額由不可抵扣變?yōu)榭傻挚?，企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負下降，這也會刺激制造企業(yè)轉(zhuǎn)型升級?；诖?，本文檢驗了“營改增”對制造企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響及其機理。研究發(fā)現(xiàn)“營改增”促進了制造企業(yè)升級，但其帶來的流轉(zhuǎn)稅稅負下降的作用并不明顯，改革主要通過刺激改革地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚而帶動制造業(yè)升級。“營改增”改革顯著促進了民營企業(yè)和稅收征管力度較強地區(qū)的制造企業(yè)升級，但對國有企業(yè)和稅收征管力度較弱地區(qū)企業(yè)的影響并不明顯。

相對于以往文獻，本文可能的貢獻體現(xiàn)在以下兩方面：一是豐富了“營改增”相關(guān)文獻。以往“營改增”文獻多集中于研究其對宏觀經(jīng)濟增長和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的減稅效應(yīng)，對制造業(yè)影響的分析相對較少。本文檢驗了改革對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和稅收征管力度地區(qū)制造企業(yè)升級的影響，完善了“營改增”經(jīng)濟后果的研究。二是豐富了稅制改革對企業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響機制的研究，有利于對企業(yè)轉(zhuǎn)型規(guī)律的把握。既有文獻雖然檢驗了“營改增”下企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的具體表現(xiàn)（李水友和嚴岑，2018），但沒有考察其作用機制。本文實證檢驗了改革在促進制造業(yè)升級過程中，流轉(zhuǎn)稅稅負下降與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚兩個機制究竟孰占主導(dǎo)地位。研究表明，作為一項減稅政策，“營改增”對制造業(yè)升級的拉動作用主要體現(xiàn)在地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚的產(chǎn)業(yè)聯(lián)動效應(yīng)而非直接減稅效應(yīng)。這在理論上豐富了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動研究，實踐上也具有重要的政策啟示，即在推進我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中，直接減稅作用有限，更應(yīng)通過培育服務(wù)業(yè)新動能來帶動傳統(tǒng)動能（制造業(yè)）改造提升。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）文獻綜述

1. “營改增”的經(jīng)濟效應(yīng)研究?！盃I改增”經(jīng)濟效應(yīng)研究主要分為以下三類：（1）“營改增”的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)。其一，“營改增”的福利效應(yīng)。國外文獻從福利角度研究了“營改增”的必要性（Piggott和Whalley，2001）；國內(nèi)學者認為“營改增”能優(yōu)化國民收入分配格局（孫正和張志超，2015），因此應(yīng)對服務(wù)業(yè)進行改革。其二，“營改增”對地方財政收入的影響?！盃I改增”短期內(nèi)會減少地方財政收入（李青和方建潮，2013），因此應(yīng)完善地方稅體系以應(yīng)對改革的沖擊（白彥鋒和胡涵，2012）。其三，“營改增”的其他宏觀效應(yīng)。如改革促進節(jié)能減排（石中和和婁峰，2015）等。（2）“營改增”對微觀企業(yè)稅負及企業(yè)行為的影響。學界關(guān)于“營改增”的減稅效應(yīng)存在爭議：既有研究發(fā)現(xiàn)改革能降低稅負（景順祥和陳大慶，2012），也有研究發(fā)現(xiàn)改革不能降低稅負（曹越和李晶，2016）。增值稅作為間接稅，具有易于轉(zhuǎn)嫁的特點，因此其減稅效應(yīng)受上游供應(yīng)商和下游經(jīng)銷商議價能力的影響（童錦治等，2015）。此外，稅收征管能力也是影響“營改增”減稅效應(yīng)的重要因素。在現(xiàn)行稅收征管能力下，“營改增”能減輕企業(yè)稅負；但從長期來看，增值稅抵扣機制和金稅工程完善帶來的稅務(wù)機關(guān)稅收征管能力的提升反而會增加企業(yè)稅收負擔（倪紅福等，2016）。在改革對企業(yè)行為的影響方面，有研究認為“營改增”能促進專業(yè)化分工（陳釗和王旸，2016），但學界關(guān)于其能否促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新存有爭議（袁從帥等，2015；龔強等，2016）。（3）“營改增”的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)?！盃I改增”是推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要手段（高培勇，2013；丁勝紅和曾峻，2014）。盡管“營改增”是在服務(wù)業(yè)進行改革，但其產(chǎn)業(yè)鏈減稅效應(yīng)遠大于企業(yè)減稅效應(yīng)（胡怡建，2013）。范子英和彭飛（2017）發(fā)現(xiàn)“營改增”的減稅效應(yīng)嚴重依賴于產(chǎn)業(yè)互聯(lián)和上游行業(yè)的增值稅稅率，它主要降低了具備產(chǎn)業(yè)互聯(lián)的企業(yè)的稅收負擔。也有研究直接從制造企業(yè)升級角度考察改革的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)（李永友和嚴岑，2018），但目前沒有文獻實證檢驗“營改增”對制造企業(yè)升級的影響機制。

2. 產(chǎn)業(yè)升級、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動研究。產(chǎn)業(yè)升級是產(chǎn)品和服務(wù)從生產(chǎn)勞動密集型、低附加值向生產(chǎn)資本和技術(shù)密集型、高附加值的轉(zhuǎn)移過程（Gereffi，1999；Poon，2004）。企業(yè)轉(zhuǎn)型升級是經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的微觀層面，也是轉(zhuǎn)型升級的最終落腳點（楊得前和劉仁濟，2017）。企業(yè)轉(zhuǎn)型升級包括過程升級、產(chǎn)品升級、功能升級和跨產(chǎn)業(yè)升級（Humphrey和Schmitz，2000）。既有研究大多從過程升級和產(chǎn)品升級（研發(fā)創(chuàng)新）角度分析企業(yè)升級行為（原毅軍和孫大明，2017），但對以制造業(yè)服務(wù)化為形式的功能性升級的研究卻相對較少（劉斌等，2016）。從產(chǎn)業(yè)發(fā)展史看，一些世界級的制造業(yè)巨頭如通用電氣和飛利浦公司都曾經(jīng)在利潤下降時通過將產(chǎn)業(yè)鏈定位轉(zhuǎn)向以服務(wù)為中心，實現(xiàn)了企業(yè)競爭優(yōu)勢的重塑（陳麗嫻和沈鴻，2017）。當今世界，全球制造業(yè)呈現(xiàn)出從生產(chǎn)型制造向服務(wù)型制造轉(zhuǎn)型的趨勢（許和連等，2017）。服務(wù)化能幫助制造企業(yè)降低生產(chǎn)成本（呂政，2006），實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟（劉斌等，2016）。然而，制造業(yè)服務(wù)化離不開生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的帶動。國外很多研究分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的互動關(guān)系（Markusen，1989；Grubel和Walker，1989；Eswaran和Kotwal，2002；Anderson和Van Wincoop，2004），認為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的發(fā)展是相輔相成的關(guān)系。國內(nèi)研究也發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)進口可以顯著促進我國制造業(yè)的技術(shù)進步（陳啟斐和劉志彪，2014）。宣燁（2012）分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)效率的空間外溢效應(yīng)。但此類文獻普遍采用城市層面數(shù)據(jù)進行研究，而從微觀企業(yè)角度檢驗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造企業(yè)升級影響的文獻卻很少。

（二）研究假設(shè)

隨著全球價值鏈分工的深化，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在制造業(yè)升級中的作用日益凸顯，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能夠顯著提升制造業(yè)的競爭力（陳偉達和張宇，2009）。首先，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)促進制造業(yè)競爭力提升的作用機制，主要體現(xiàn)在降低生產(chǎn)成本和交易成本方面（邱小歡和萬曉蘭，2011）；其次，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的層級分工通過專業(yè)化分工、空間外溢效應(yīng)及比較優(yōu)勢能顯著提升制造業(yè)的生產(chǎn)效率（宣燁和余泳澤，2017）；再次，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)來源于制造業(yè)中間需求的特性以及面對面服務(wù)的需要，使得生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的區(qū)位選擇以制造業(yè)為中心，圍繞制造業(yè)進行布局；最后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的這種集聚現(xiàn)象最終又會通過競爭、專業(yè)化、學習和規(guī)模經(jīng)濟四大效應(yīng)促進制造業(yè)升級（盛豐，2014）。因此，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)價值鏈的融合能夠促進制造業(yè)附加值的提升（白清，2015）。

“營改增”的改革對象主要是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。一方面，“營改增”通過促進分工使生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，從而助力制造業(yè)升級。陳釗和王旸（2016）發(fā)現(xiàn)“營改增”后服務(wù)業(yè)企業(yè)獲得了來自制造業(yè)企業(yè)更多的業(yè)務(wù)外包。制造業(yè)企業(yè)服務(wù)外包是服務(wù)業(yè)集聚的根本動因（Scott，1986），而制造業(yè)的發(fā)展也離不開生產(chǎn)鏈上服務(wù)業(yè)的全程投入。制造業(yè)發(fā)展所依賴的科學技術(shù)、專有知識和人力資本均來自于服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對其獨立的中間投入（劉志彪，2006）。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可以通過調(diào)節(jié)技術(shù)創(chuàng)新能力、人力資本存量和經(jīng)濟發(fā)展水平帶動制造業(yè)效率提升（孔婷等，2010）。劉奕等（2017）證實了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級之間高度關(guān)聯(lián)、融合促進的內(nèi)在聯(lián)系。因此“營改增”會通過促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚推動制造企業(yè)升級。另一方面，“營改增”打通了制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的抵扣鏈條，制造業(yè)可抵扣外購服務(wù)的增值稅稅額，而流轉(zhuǎn)稅稅負下降，有助于制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。具體地，“營改增”前，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)繳納營業(yè)稅，制造企業(yè)購買生產(chǎn)性服務(wù)無法取得增值稅專用發(fā)票進行抵扣；“營改增”后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)納入增值稅抵扣鏈條，可以開具增值稅發(fā)票。制造企業(yè)取得該發(fā)票可以進行進項稅額抵扣，從而減少企業(yè)外購服務(wù)成本，降低流轉(zhuǎn)稅稅負。流轉(zhuǎn)稅稅負的下降，意味著企業(yè)能將更多資源投入轉(zhuǎn)型升級中。因此，在業(yè)務(wù)模式不變的情況下，“營改增”能通過降低制造企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負推動轉(zhuǎn)型升級。圖1為“營改增”對制造業(yè)升級的影響路徑圖。本文認為，“營改增”會通過生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚效應(yīng)和制造業(yè)的減稅效應(yīng)，促進制造業(yè)企業(yè)升級。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)：在其他條件不變的情況下，“營改增”促進了制造業(yè)企業(yè)升級；其中，地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚效應(yīng)與對制造業(yè)的減稅效應(yīng)起到了明顯的中介作用。

圖1 “營改增”對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響路徑

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2009-2015年滬深兩市A股制造業(yè)企業(yè)為研究對象，共獲得10 462個初始樣本，并進行了如下篩選程序：（1）剔除被特別處理（ST、PT）類型的公司樣本；（2）剔除資產(chǎn)負債率大于1的公司樣本；（3）剔除變量缺失的樣本。最終得到7 206個觀測值（分別為2009年630個，2010年686個，2011年979個，2012年1 265個，2013年1 348個，2014年1 213個，2015年1 085個）。本文公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，地區(qū)宏觀數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)。本文對連續(xù)變量在1%水平上進行了縮尾處理，所有數(shù)據(jù)處理在STATA 13.0中進行。

（二）研究方法與模型

為檢驗“營改增”對制造業(yè)企業(yè)升級的影響，本文構(gòu)建了如下實證模型：

本文采用漸進雙重差分模型，F(xiàn)update為制造企業(yè)升級變量。產(chǎn)業(yè)升級包括兩層含義，一是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升；二是指在產(chǎn)業(yè)內(nèi)提升價值鏈地位并獲取更高附加值。本文的制造業(yè)升級主要指的是后者。借鑒劉奕等（2017）的研究，本文一方面采用利稅額作為表征工業(yè)企業(yè)在價值鏈上位置的指標Fupdate1，另一方面采用資產(chǎn)利潤率衡量制造業(yè)附加值Fupdate2。由于企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級需要一個調(diào)整過程，本文對制造業(yè)升級變量做了前置一期的處理。Post表示政策實施的虛擬變量，若樣本所處時點、所在地區(qū)實施了“營改增”政策，取1，否則為0。由于除上海（2012年1月試點）以外，其他地區(qū)“營改增”試點時間都在一年中的下半年（2012年8月和2013年8月），因此，借鑒陳釗和王旸（2016）的做法，除上海以外其他地區(qū)“營改增”試點時間均設(shè)為次年年初①考慮到上?！盃I改增”改革試點時，上海服務(wù)業(yè)開出的發(fā)票在其他地區(qū)的制造業(yè)中也可以抵扣，因此將上海制造業(yè)作為處理組、其他地區(qū)制造業(yè)作為對照組的分組方法可能存在噪音。然而，Post衡量的是“營改增”改革后，處理組與對照組的轉(zhuǎn)型升級差異程度，若對照組也存在轉(zhuǎn)型升級，那么這一現(xiàn)象只會弱化本文的實證結(jié)果，從而低估改革效應(yīng)，使得實證結(jié)果更為穩(wěn)健。。借鑒孔偉杰（2012）和劉奕等（2017），控制變量包括：企業(yè)規(guī)模（Labor）和年齡（Age），分別以職工人數(shù)和成立時間的對數(shù)衡量；財務(wù)杠桿（Lev），以期末負債總額/期末資產(chǎn)總額衡量；經(jīng)銷商議價能力（Customer），以公司前五大客戶銷售份額占銷售總額比重度量；資本密集度（Capital），以年末總資產(chǎn)占營業(yè)收入的比重衡量；銷售增長率（Income）和總資產(chǎn)增長率（Asset），分別以營業(yè)收入和總資產(chǎn)的當期數(shù)值與上期數(shù)值的差額占上期數(shù)值的比重衡量。本文控制了用戶市場規(guī)模（Pop）和制造業(yè)層次（Cargo）兩個地區(qū)層面的指標，它們分別以每平方公里擁有的人口數(shù)和所在地區(qū)貨運總量衡量。此外，還控制了行業(yè)（Indu）和年份（Year）兩個虛擬變量。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計。Fupdate1和Fupdate2均值分別為0.050 9和0.057 0，表明樣本公司平均盈利水平在5%-6%之間。Post均值為0.441 9，約45%樣本為實驗組。企業(yè)稅負VBTT均值為4.85%，與曹越和李晶（2016）的研究結(jié)果一致。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平（Service），最小值為0.001 3，最大值為0.129 1，說明各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間分布差異較大。公司規(guī)模、資本密集度和用戶市場規(guī)模的標準差較大，表明企業(yè)在規(guī)模、資本狀況與地區(qū)市場容量方面參差不齊。

表1 變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表 1 變量描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)系數(shù)表

表2為主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)分析表，可以看出，制造業(yè)企業(yè)的升級與其自身的成長性和發(fā)展前景呈正相關(guān)關(guān)系，與公司規(guī)模、年齡、財務(wù)杠桿和資本密集度等變量呈負相關(guān)關(guān)系。變量間的相關(guān)系數(shù)均低于0.5，不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 相關(guān)系數(shù)表

（三）多元回歸檢驗結(jié)果

1. 基本回歸結(jié)果。本文將“營改增”政策視作準自然實驗，采用雙重差分模型考察其對制造企業(yè)升級的影響。使用雙重差分模型需滿足兩個前提：改革的外生性與平行趨勢假定。由于改革是由政府確定并試點推行，而非企業(yè)自主選擇，所以改革相對于企業(yè)行為是外生的（申廣軍等，2016）。圖2給出了平行趨勢假定的檢驗結(jié)果，可以看出，政策實施前4年實驗組與控制組之間不存在顯著差異，因此，滿足平行趨勢假定的前提。

表3是“營改增”對制造業(yè)升級影響的檢驗結(jié)果，其中列（1）和列（2）是OLS模型估計結(jié)果，列（3）和列（4）是固定效應(yīng)模型結(jié)果。被解釋變量轉(zhuǎn)型升級Fupdate1和Fupdate2分別為代表制造業(yè)升級的產(chǎn)出能力與獲利能力。不管是OLS回歸還是固定效應(yīng)回歸，“營改增”政策變量Post的系數(shù)均顯著為正，說明在控制其他因素干擾后，“營改增”政策促進了制造業(yè)的升級?！盃I改增”的經(jīng)濟影響并不局限于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，若不考慮改革對制造業(yè)的影響，會低估改革效應(yīng)。結(jié)合圖2，可以發(fā)現(xiàn)該效應(yīng)至少可以持續(xù)兩期。此外，銷售收入增長率（Income）和總資產(chǎn)增長率（Asset）在所有回歸中均顯著為正，說明公司的短期投資機會與長期發(fā)展前景均對企業(yè)升級起到了促進作用。

圖2 雙重差分平行趨勢假定

表3 “營改增”是否促進了制造業(yè)升級

2. “營改增”改革促進制造業(yè)升級的機制檢驗。根據(jù)上述理論分析，“營改增”可能會通過促進地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚和降低制造企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負促進制造業(yè)升級。為驗證“營改增”影響制造業(yè)升級的機制，本文進行中介效應(yīng)檢驗。借鑒溫忠麟等（2004），構(gòu)造以下方程：其中，C為常數(shù)，M為中介變量，Control為控制變量，其他變量與模型（1）的含義相同。模型（3）在模型（1）的基礎(chǔ)上引入中介變量（M），分別是地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚（Service）和企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負（VBTT）。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚（Service）以地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)占所在城市全部就業(yè)人數(shù)的比重來衡量；企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負（VBTT）的衡量，由于上市公司年報中缺少對企業(yè)實際繳納增值稅的統(tǒng)計，因此，本文參照以往的研究（童錦治等，2015；曹越和李晶，2016），采用企業(yè)已披露稅額倒推流轉(zhuǎn)稅稅額①本文以教育費附加和城市維護建設(shè)稅來倒推企業(yè)繳納的流轉(zhuǎn)稅，具體做法如下：（1）若教育費附加費率以單一稅率披露，則利用教育費附加金額除以披露稅率。（2）若公司披露多種教育費附加費率，則利用城市維護建設(shè)稅除以對應(yīng)的單一稅率。（3）若教育費附加費率和城市維護建設(shè)稅率均為多檔稅率，則采用教育費附加為基礎(chǔ)分析確定具體稅率。如教育費附加和地方教育費附加分別披露3%和2%，則總的教育費附加費率為5%。采用上述方法倒推企業(yè)的流轉(zhuǎn)稅稅負后，減去企業(yè)的消費稅金額，再除以營業(yè)收入，就得到了企業(yè)的稅負水平。。

表4給出了以企業(yè)產(chǎn)出能力（Fupdate1）表征制造業(yè)升級，考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚和公司流轉(zhuǎn)稅稅負中介效應(yīng)的結(jié)果。列（1）-（3）為考察地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚中介效應(yīng)的結(jié)果。列（2）中Post系數(shù)正向顯著，說明“營改增”促進了改革地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚與發(fā)展；列（3）中Post系數(shù)依然顯著，同時Service系數(shù)正向顯著，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的中介效應(yīng)顯著。列（4）中制造企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負下降但不顯著，需要進行Sobel檢驗。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Z值為?0.351 6，統(tǒng)計上不顯著，因此流轉(zhuǎn)稅稅負的中介效應(yīng)不顯著。范子英和彭飛（2017）檢驗了“營改增”對服務(wù)業(yè)企業(yè)的減稅效應(yīng)后發(fā)現(xiàn)，“營改增”的減稅效應(yīng)嚴重依賴于產(chǎn)業(yè)互聯(lián)和上游行業(yè)的增值稅稅率，“營改增”企業(yè)的平均稅負沒有出現(xiàn)顯著下降，但在具備產(chǎn)業(yè)互聯(lián)的企業(yè)中產(chǎn)生了明顯的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)。同理，“改革后制造企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負下降”這一命題隱含的假設(shè)是，“營改增”改革前后制造企業(yè)會外購生產(chǎn)性服務(wù)以進行轉(zhuǎn)型升級。若部分制造企業(yè)沒有外購生產(chǎn)性服務(wù)，而是選擇利用“營改增”契機發(fā)展壯大自身生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)務(wù)，則“營改增”對其流轉(zhuǎn)稅稅負的降低作用就較為有限。既有文獻也佐證了這一推測：陳釗和王旸（2016）發(fā)現(xiàn)，部分制造業(yè)企業(yè)由原來自給自足提供生產(chǎn)性服務(wù)變?yōu)閷ν饨?jīng)營該業(yè)務(wù)，其營業(yè)收入也相應(yīng)增加。在這一情形下，“營改增”對制造企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負的降低作用有限，這可能是導(dǎo)致列（4）中流轉(zhuǎn)稅稅負沒有顯著下降的主要原因。綜上，本文中介效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，“營改增”主要通過促進服務(wù)業(yè)發(fā)展，為制造業(yè)提供新的信息流和知識流等，推動制造業(yè)增加研發(fā)、采購和營銷等環(huán)節(jié)，幫助其實現(xiàn)向價值鏈高端攀升。

表4 中介效應(yīng)檢驗

五、“營改增”改革對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的異質(zhì)性檢驗

（一）“營改增”改革促進制造業(yè)升級效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗：所有制差異

一般認為國有企業(yè)與民營企業(yè)對外部環(huán)境變化的敏感度不同。國有企業(yè)受行業(yè)壟斷和地方政府保護的程度較大，而民營企業(yè)一般面臨更多的融資約束和外部競爭，直接接受市場優(yōu)勝劣汰的考驗，對外部環(huán)境更敏感。接下來本文將檢驗“營改增”能否同時帶動國有企業(yè)和民營企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。檢驗結(jié)果見表5，可以看出，“營改增”改革對制造企業(yè)升級的拉動作用主要存在于民營企業(yè)，對國有企業(yè)升級的作用并不明顯，表明民營企業(yè)能迅速依據(jù)外部環(huán)境調(diào)整經(jīng)營策略，從而實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，是當下經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的主要動力來源。

表5 “營改增”改革促進制造業(yè)升級的異質(zhì)性檢驗：所有制差異

（二）“營改增”改革促進制造業(yè)升級效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗：地區(qū)稅收征管力度差異

“營改增”經(jīng)濟效應(yīng)的發(fā)揮受稅收征管力度的影響（倪紅福等，2016）。稅收征管力度是影響企業(yè)避稅程度的重要外部因素（江軒宇，2013），地區(qū)稅收征管力度越強，企業(yè)避稅行為的成本越高（Rego和Wilson，2012），該地區(qū)企業(yè)可能對外部稅收環(huán)境變化更敏感。作為一項稅收政策，“營改增”改革是否更能促進稅收征管力度較強地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，從而帶動當?shù)刂圃炱髽I(yè)轉(zhuǎn)型升級?本文借鑒葉康濤和劉行（2011）的方法，采用地區(qū)實際稅收收入與預(yù)期可獲取的稅收收入之比來衡量各地稅收征管強度，將樣本分為稅收征管力度較強地區(qū)企業(yè)和稅收征管力度較弱地區(qū)企業(yè)。具體的做法是：首先，依據(jù)建立以地區(qū)年度稅收收入占GDP比重為因變量，以第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和進出口額為自變量的回歸模型，得到估計的相關(guān)系數(shù)，并計算預(yù)期稅收收入占GDP的比重；其次，計算實際稅收收入與預(yù)期收入之比，得到各地區(qū)稅收征管力度；最后，按照地區(qū)稅收征管力度高低分組，對分樣本采用模型（1）進行檢驗。檢驗結(jié)果見表6，可以發(fā)現(xiàn)，“營改增”對制造業(yè)升級的帶動作用主要體現(xiàn)在稅收征管力度較強的地區(qū)，表明該地區(qū)企業(yè)對改革更加敏感，通過改革實現(xiàn)升級的動機與能力更強。而稅收征管力度較弱的地區(qū)企業(yè)對稅收改革的敏感度更低，未能充分利用改革機遇實現(xiàn)升級。

表6 “營改增”促進制造業(yè)升級的異質(zhì)性檢驗：地區(qū)稅收征管力度差異

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）控制內(nèi)生性：PSM-DID檢驗

由于“營改增”政策采用了按照地區(qū)和行業(yè)先試點，再逐步推廣到全國的實施辦法，因此樣本可能存在自選擇性問題，即并非因為“營改增”的實施促進了制造業(yè)的升級，而是實驗組的樣本相對于處理組的樣本更傾向于升級。為排除這一內(nèi)生性問題產(chǎn)生的影響，我們首先采用臨近匹配法對全樣本中的實驗組和控制組進行1∶1匹配，然后對匹配后獲得的樣本使用雙重差分進行回歸。為了確定PSM的匹配變量，分析影響試點地區(qū)的因素，我們通過逐步回歸并根據(jù)回歸結(jié)果P值大小和經(jīng)濟意義，最終選取了公司規(guī)模（Labor）、財務(wù)杠桿（Lev）、銷售收入增長率（Income）、用戶市場規(guī)模（Pop）、地區(qū)制造業(yè)層次（Cargo）作為PSM的匹配變量。表7左側(cè)報告了Logit回歸結(jié)果，可以看出，選取的各變量均顯著，并且公司規(guī)模越大、財務(wù)杠桿越高、銷售增長率越高的公司被選取為試點的可能性越??；公司所屬貨運量越大，被選取為“營改增”試點地區(qū)的可能性越大。表7右側(cè)為平衡性檢驗的結(jié)果，可以看出，匹配后所有變量的標準化偏差均小于10%，并且實驗組與控制組的差異均不再顯著，平衡性檢驗得到滿足。表8中的列（1）和列（2）為PSM-DID回歸結(jié)果，可以看出，在對實驗組和控制組進行匹配后，Post系數(shù)仍顯著為正，進一步驗證了“營改增”政策促進了制造業(yè)升級。

表7 PSM與平衡性檢驗

表8 穩(wěn)健性檢驗：PSM-DID與安慰劑檢驗

（二）安慰劑檢驗

本文還需要排除另一種可能性，即我國制造業(yè)企業(yè)可能正處于轉(zhuǎn)型升級階段，前文發(fā)現(xiàn)的制造業(yè)的升級并非由“營改增”導(dǎo)致。為此，本文進一步做了安慰劑檢驗，將“營改增”政策實施時點向前推了一年。表8的列（3）和列（4）是安慰劑檢驗的結(jié)果，Post-1表示將“營改增”政策實施時點向前推一年，如上海在2012年實施了“營改增”政策，如果樣本處于2011年及以后的上海，則取1，否則為0。可以看出，Post?1系數(shù)為負且不顯著，說明前文發(fā)現(xiàn)的制造企業(yè)升級確實是由“營改增”引起的，研究結(jié)論穩(wěn)健。

（三）限制樣本范圍和考慮稅收洼地的影響①

①感謝匿名審稿人的建議。篇幅所限，實證結(jié)果未列示，備索。

1. 僅以上海地區(qū)“營改增”試點為對象。理論上，以所有改革地區(qū)為樣本，利用地區(qū)改革的時間先后差異，將后改革地區(qū)作為先改革地區(qū)的對照組，能使平行趨勢假設(shè)更易得到滿足。但這樣的處理方式可能會使得最后樣本期間的樣本均為處理組，造成因個別年份處理組樣本過多而導(dǎo)致改革效應(yīng)評估偏差的情形。為此，本文剔除2013年及以后年度樣本，僅以上?！盃I改增”試點為對象，檢驗發(fā)現(xiàn)“營改增”促進了制造業(yè)升級，研究結(jié)論穩(wěn)健。

2. 考慮稅收洼地的影響。前文雖然證明了“營改增”后試點地區(qū)制造企業(yè)會進行轉(zhuǎn)型升級，但它可能是改革試點中的稅收洼地造成的，在改革全面推開后，這一現(xiàn)象可能會消失?！盃I改增”改革進程可分為兩個階段：第一階段是2012年1月1日至2013年8月1日，交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)以及廣播影視服務(wù)業(yè)先從個別省份試點，然后推廣至全國；第二階段是2014年1月1日至2016年5月1日，鐵路運輸和郵政服務(wù)業(yè)及建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和生活服務(wù)業(yè)全部被納入“營改增”改革范圍。在第一階段中，試點地區(qū)可分為三個批次：第一批次為2012年1月1日開始試點的上海市；第二批次為2012年9月1日至2012年12月1日試點的地區(qū)，包括北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、浙江和湖北8省份；第三批次為2013年8月1日開始改革的其他省份。研究發(fā)現(xiàn)，剔除第一和第二批次試點地區(qū)樣本后，“營改增”依然促進了其他改革地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，研究結(jié)論穩(wěn)健。

七、研究結(jié)論及政策啟示

長期以來中國憑借低成本要素優(yōu)勢融入全球價值鏈分工，在經(jīng)濟高速增長的同時也陷入了“低端鎖定”困境。其比較優(yōu)勢主要體現(xiàn)在加工組裝與生產(chǎn)環(huán)節(jié)，呈現(xiàn)“大而不強”的特征。隨著全球貿(mào)易放緩、國際分工格局加快重構(gòu)、我國人口紅利消失和勞動力成本攀升，中國制造的傳統(tǒng)競爭力越發(fā)式微，亟須轉(zhuǎn)型升級?！秶鴦?wù)院辦公廳關(guān)于創(chuàng)新管理優(yōu)化服務(wù)培育壯大經(jīng)濟發(fā)展新動能加快新舊動能接續(xù)轉(zhuǎn)換的意見》（國辦發(fā)〔2017〕4號）指出，加快培育和壯大新動能、改造提升傳統(tǒng)動能是促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要途徑。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對重塑增長動力有重要作用，是轉(zhuǎn)型升級的新動力和主引擎。學界和政策層普遍認為“營改增”能通過減少重復(fù)征稅促進服務(wù)業(yè)發(fā)展。而服務(wù)業(yè)是制造業(yè)增長的推進器，所以產(chǎn)業(yè)融合背景下“營改增”的作用并不限于服務(wù)業(yè)，更重要的是它通過培育服務(wù)業(yè)新動能帶動傳統(tǒng)動能（制造業(yè)）的改造提升，而制造業(yè)的提升又會為服務(wù)業(yè)提供更扎實的市場需求，最終實現(xiàn)新舊動能轉(zhuǎn)換。

學術(shù)界有關(guān)“營改增”經(jīng)濟后果的文獻，主要集中于分析改革對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，考察改革對制造業(yè)影響的研究很少，機理分析更為鮮見。本文以2009-2015年滬深兩市A股制造業(yè)為研究對象，檢驗了“營改增”對制造企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響及其機理。研究發(fā)現(xiàn)，首先，“營改增”促進了制造企業(yè)升級，且至少可以持續(xù)兩期，該結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗中依然成立。其次，地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚在“營改增”推動制造企業(yè)升級中起到了明顯的中介效應(yīng)，而流轉(zhuǎn)稅稅負下降的作用有限。最后，異質(zhì)性分析結(jié)果表明，“營改增”改革的制造企業(yè)升級效應(yīng)在民營企業(yè)和稅收征管力度較強的地區(qū)較明顯，但對國有企業(yè)和稅收征管力度較弱地區(qū)企業(yè)的影響不明顯。本文的研究結(jié)論表明，忽視改革對制造業(yè)的影響，會導(dǎo)致對“營改增”改革效應(yīng)的低估。

本文結(jié)論具有如下政策啟示：第一，“營改增”改革對制造業(yè)升級的提升作用主要體現(xiàn)在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)帶動，而非流轉(zhuǎn)稅稅負的降低。地方政府應(yīng)制定適合本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃，積極推動制造業(yè)基地的配套生產(chǎn)性服務(wù)中心建設(shè)，促進區(qū)域內(nèi)的創(chuàng)新要素集聚，為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好環(huán)境；搭建高質(zhì)量公共服務(wù)平臺，降低區(qū)域內(nèi)制造企業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)的搜尋成本，以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚來助推制造企業(yè)升級，促進其向更高階段的價值鏈攀升。第二，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)本身就是從制造業(yè)中分離出來的，制造業(yè)越發(fā)達，服務(wù)業(yè)發(fā)展也越快。對當前面臨轉(zhuǎn)型升級壓力的制造企業(yè)，適當給予資金補貼及所得稅減免優(yōu)惠，鼓勵其將生產(chǎn)性服務(wù)外包，為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)創(chuàng)造大量需求，從而推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的規(guī)模化和專業(yè)化發(fā)展，最終在制造業(yè)和服務(wù)業(yè)互動融合下完成產(chǎn)業(yè)升級。第三，本文研究發(fā)現(xiàn)“營改增”改革主要促進了民營企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，未能帶動國有企業(yè)升級。混合所有制改革是激發(fā)國有企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的內(nèi)生動力，也是當下促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要突破口。深化混合所有制改革，改變國有企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，使得非國有企業(yè)資本積極參與國有企業(yè)治理，內(nèi)部優(yōu)化重組，改善組織結(jié)構(gòu)，從而助力國有企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，由此從根本上實現(xiàn)我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。