倪婷婷， 王躍堂， 王 帥

（1. 南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210023； 2. 南京大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 南京 210093；3. 天職國際會(huì)計(jì)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(dòng)經(jīng)濟(jì)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(fèi)型增值稅轉(zhuǎn)變的增值稅轉(zhuǎn)型，它對(duì)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(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)實(shí)施試點(diǎn)，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(tái)?！盃I改增”改革作為完善流轉(zhuǎn)稅制的重要舉措，它對(duì)社會(huì)福利（孫正和張志超，2015；倪紅福等，2016）和地方財(cái)政收入（李青和方建潮，2013）等宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。在微觀層面，它還會(huì)作用于企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)（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(biāo)并不僅僅是減稅，而是通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間分工協(xié)作，最終實(shí)現(xiàn)我國產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型和升級(jí)（范子英和彭飛，2017）。國務(wù)院總理李克強(qiáng)和財(cái)政部及國家稅務(wù)總局發(fā)言人均指出，“營改增”旨在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)分工優(yōu)化，拉長產(chǎn)業(yè)鏈，帶動(dòng)制造業(yè)升級(jí)。那么，一個(gè)重要的問題是“營改增”促進(jìn)了我國制造業(yè)升級(jí)嗎?既有文獻(xiàn)中只有少量研究分析了“營改增”的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)。學(xué)者認(rèn)為“營改增”是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)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(jìn)行改革，它還存在產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)（魏陸，2013），并且產(chǎn)業(yè)鏈減稅效應(yīng)遠(yuǎn)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(duì)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(jì)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(yán)岑（2018），他們發(fā)現(xiàn)“營改增”促進(jìn)了制造業(yè)升級(jí)，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(jí)行為。毫無疑問，這篇文獻(xiàn)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(jí)的具體表現(xiàn)，卻沒有深入檢驗(yàn)“營改增”改革究竟如何帶動(dòng)制造企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，以及其深層的影響機(jī)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(duì)企業(yè)升級(jí)的有效機(jī)制，既有利于評(píng)價(jià)稅收政策，掌握企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)規(guī)律，也能為進(jìn)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(jì)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(xué)技術(shù)、專有知識(shí)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(duì)其獨(dú)立的中間投入（劉志彪，2006）。發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)升級(jí)的促進(jìn)作用已成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一項(xiàng)重要任務(wù)（宣燁和余泳澤，2017）。理論上，“營改增”能通過鼓勵(lì)專業(yè)化分工與創(chuàng)新促進(jìn)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(shí)流，推動(dòng)制造業(yè)增加研發(fā)、采購、營銷等環(huán)節(jié)，幫助其實(shí)現(xiàn)向價(jià)值鏈高端攀升。實(shí)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(jìn)項(xiàng)稅額由不可抵扣變?yōu)榭傻挚郏髽I(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)下降，這也會(huì)刺激制造企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)?；诖?，本文檢驗(yàn)了“營改增”對(duì)制造企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響及其機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)“營改增”促進(jìn)了制造企業(yè)升級(jí)，但其帶來的流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)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(dòng)制造業(yè)升級(jí)?！盃I改增”改革顯著促進(jìn)了民營企業(yè)和稅收征管力度較強(qiáng)地區(qū)的制造企業(yè)升級(jí)，但對(duì)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(duì)于以往文獻(xiàn)，本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下兩方面：一是豐富了“營改增”相關(guān)文獻(xiàn)。以往“營改增”文獻(xiàn)多集中于研究其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的減稅效應(yīng)，對(duì)制造業(yè)影響的分析相對(duì)較少。本文檢驗(yàn)了改革對(duì)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(jí)的影響，完善了“營改增”經(jīng)濟(jì)后果的研究。二是豐富了稅制改革對(duì)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響機(jī)制的研究，有利于對(duì)企業(yè)轉(zhuǎn)型規(guī)律的把握。既有文獻(xiàn)雖然檢驗(yàn)了“營改增”下企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的具體表現(xiàn)（李水友和嚴(yán)岑，2018），但沒有考察其作用機(jī)制。本文實(shí)證檢驗(yàn)了改革在促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)過程中，流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)下降與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚兩個(gè)機(jī)制究竟孰占主導(dǎo)地位。研究表明，作為一項(xiàng)減稅政策，“營改增”對(duì)制造業(yè)升級(jí)的拉動(dòng)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(dòng)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(dòng)研究，實(shí)踐上也具有重要的政策啟示，即在推進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)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(dòng)能來帶動(dòng)傳統(tǒng)動(dòng)能（制造業(yè)）改造提升。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

1. “營改增”的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究?！盃I改增”經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究主要分為以下三類：（1）“營改增”的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。其一，“營改增”的福利效應(yīng)。國外文獻(xiàn)從福利角度研究了“營改增”的必要性（Piggott和Whalley，2001）；國內(nèi)學(xué)者認(rèn)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(duì)服務(wù)業(yè)進(jìn)行改革。其二，“營改增”對(duì)地方財(cái)政收入的影響?！盃I改增”短期內(nèi)會(huì)減少地方財(cái)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(duì)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(jìn)節(jié)能減排（石中和和婁峰，2015）等。（2）“營改增”對(duì)微觀企業(yè)稅負(fù)及企業(yè)行為的影響。學(xué)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(fù)（景順祥和陳大慶，2012），也有研究發(fā)現(xiàn)改革不能降低稅負(fù)（曹越和李晶，2016）。增值稅作為間接稅，具有易于轉(zhuǎn)嫁的特點(diǎn)，因此其減稅效應(yīng)受上游供應(yīng)商和下游經(jīng)銷商議價(jià)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(fù)；但從長期來看，增值稅抵扣機(jī)制和金稅工程完善帶來的稅務(wù)機(jī)關(guān)稅收征管能力的提升反而會(huì)增加企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)（倪紅福等，2016）。在改革對(duì)企業(yè)行為的影響方面，有研究認(rèn)為“營改增”能促進(jìn)專業(yè)化分工（陳釗和王旸，2016），但學(xué)界關(guān)于其能否促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新存有爭議（袁從帥等，2015；龔強(qiáng)等，2016）。（3）“營改增”的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)?！盃I改增”是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)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(jìn)行改革，但其產(chǎn)業(yè)鏈減稅效應(yīng)遠(yuǎn)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(yán)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(fù)擔(dān)。也有研究直接從制造企業(yè)升級(jí)角度考察改革的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)（李永友和嚴(yán)岑，2018），但目前沒有文獻(xiàn)實(shí)證檢驗(yàn)“營改增”對(duì)制造企業(yè)升級(jí)的影響機(jī)制。

2. 產(chǎn)業(yè)升級(jí)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)研究。產(chǎn)業(yè)升級(jí)是產(chǎn)品和服務(wù)從生產(chǎn)勞動(dòng)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(jí)是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的微觀層面，也是轉(zhuǎn)型升級(jí)的最終落腳點(diǎn)（楊得前和劉仁濟(jì)，2017）。企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)包括過程升級(jí)、產(chǎn)品升級(jí)、功能升級(jí)和跨產(chǎn)業(yè)升級(jí)（Humphrey和Schmitz，2000）。既有研究大多從過程升級(jí)和產(chǎn)品升級(jí)（研發(fā)創(chuàng)新）角度分析企業(yè)升級(jí)行為（原毅軍和孫大明，2017），但對(duì)以制造業(yè)服務(wù)化為形式的功能性升級(jí)的研究卻相對(duì)較少（劉斌等，2016）。從產(chǎn)業(yè)發(fā)展史看，一些世界級(jí)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(shí)通過將產(chǎn)業(yè)鏈定位轉(zhuǎn)向以服務(wù)為中心，實(shí)現(xiàn)了企業(yè)競爭優(yōu)勢的重塑（陳麗嫻和沈鴻，2017）。當(dāng)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(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)（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(dòng)。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(dòng)關(guān)系（Markusen，1989；Grubel和Walker，1989；Eswaran和Kotwal，2002；Anderson和Van Wincoop，2004），認(rèn)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(jìn)口可以顯著促進(jìn)我國制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)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(duì)制造業(yè)效率的空間外溢效應(yīng)。但此類文獻(xiàn)普遍采用城市層面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，而從微觀企業(yè)角度檢驗(yàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)制造企業(yè)升級(jí)影響的文獻(xiàn)卻很少。

（二）研究假設(shè)

隨著全球價(jià)值鏈分工的深化，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在制造業(yè)升級(jí)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(dá)和張宇，2009）。首先，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)促進(jìn)制造業(yè)競爭力提升的作用機(jī)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(jí)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(duì)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(jìn)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(huì)通過競爭、專業(yè)化、學(xué)習(xí)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)四大效應(yīng)促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)（盛豐，2014）。因此，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)價(jià)值鏈的融合能夠促進(jìn)制造業(yè)附加值的提升（白清，2015）。

“營改增”的改革對(duì)象主要是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。一方面，“營改增”通過促進(jìn)分工使生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，從而助力制造業(yè)升級(jí)。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(dòng)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(xué)技術(shù)、專有知識(shí)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(duì)其獨(dú)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(jì)發(fā)展水平帶動(dòng)制造業(yè)效率提升（孔婷等，2010）。劉奕等（2017）證實(shí)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級(jí)之間高度關(guān)聯(lián)、融合促進(jìn)的內(nèi)在聯(lián)系。因此“營改增”會(huì)通過促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚推動(dòng)制造企業(yè)升級(jí)。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(fù)下降，有助于制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。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(jìn)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(jìn)行進(jìn)項(xiàng)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(fù)。流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)的下降，意味著企業(yè)能將更多資源投入轉(zhuǎn)型升級(jí)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(fù)推動(dòng)轉(zhuǎn)型升級(jí)。圖1為“營改增”對(duì)制造業(yè)升級(jí)的影響路徑圖。本文認(rèn)為，“營改增”會(huì)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(jìn)制造業(yè)企業(yè)升級(jí)。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(jìn)了制造業(yè)企業(yè)升級(jí)；其中，地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚效應(yīng)與對(duì)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(duì)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響路徑

三、研究設(shè)計(jì)

（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(duì)象，共獲得10 462個(gè)初始樣本，并進(jìn)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(fù)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(gè)觀測值（分別為2009年630個(gè)，2010年686個(gè)，2011年979個(gè)，2012年1 265個(gè)，2013年1 348個(gè)，2014年1 213個(gè)，2015年1 085個(gè)）。本文公司財(cái)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(duì)連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行了縮尾處理，所有數(shù)據(jù)處理在STATA 13.0中進(jìn)行。

（二）研究方法與模型

為檢驗(yàn)“營改增”對(duì)制造業(yè)企業(yè)升級(jí)的影響，本文構(gòu)建了如下實(shí)證模型：

本文采用漸進(jìn)雙重差分模型，F(xiàn)update為制造企業(yè)升級(jí)變量。產(chǎn)業(yè)升級(jí)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(jià)值鏈地位并獲取更高附加值。本文的制造業(yè)升級(jí)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(jià)值鏈上位置的指標(biāo)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(jí)需要一個(gè)調(diào)整過程，本文對(duì)制造業(yè)升級(jí)變量做了前置一期的處理。Post表示政策實(shí)施的虛擬變量，若樣本所處時(shí)點(diǎn)、所在地區(qū)實(shí)施了“營改增”政策，取1，否則為0。由于除上海（2012年1月試點(diǎn)）以外，其他地區(qū)“營改增”試點(diǎn)時(shí)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(diǎn)時(shí)間均設(shè)為次年年初①考慮到上?！盃I改增”改革試點(diǎn)時(shí)，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(duì)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(duì)照組的轉(zhuǎn)型升級(jí)差異程度，若對(duì)照組也存在轉(zhuǎn)型升級(jí)，那么這一現(xiàn)象只會(huì)弱化本文的實(shí)證結(jié)果，從而低估改革效應(yīng)，使得實(shí)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(shí)間的對(duì)數(shù)衡量；財(cái)務(wù)杠桿（Lev），以期末負(fù)債總額/期末資產(chǎn)總額衡量；經(jīng)銷商議價(jià)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(dāng)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(gè)地區(qū)層面的指標(biāo)，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(yùn)總量衡量。此外，還控制了行業(yè)（Indu）和年份（Year）兩個(gè)虛擬變量。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。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(shí)驗(yàn)組。企業(yè)稅負(fù)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(biāo)準(zhǔn)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(jì)

續(xù)表 1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（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(jí)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(cái)務(wù)杠桿和資本密集度等變量呈負(fù)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(yán)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(yàn)結(jié)果

1. 基本回歸結(jié)果。本文將“營改增”政策視作準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分模型考察其對(duì)制造企業(yè)升級(jí)的影響。使用雙重差分模型需滿足兩個(gè)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(diǎn)推行，而非企業(yè)自主選擇，所以改革相對(duì)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(yàn)結(jié)果，可以看出，政策實(shí)施前4年實(shí)驗(yàn)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(duì)制造業(yè)升級(jí)影響的檢驗(yàn)結(jié)果，其中列（1）和列（2）是OLS模型估計(jì)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(jí)Fupdate1和Fupdate2分別為代表制造業(yè)升級(jí)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(jìn)了制造業(yè)的升級(jí)。“營改增”的經(jīng)濟(jì)影響并不局限于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，若不考慮改革對(duì)制造業(yè)的影響，會(huì)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(jī)會(huì)與長期發(fā)展前景均對(duì)企業(yè)升級(jí)起到了促進(jìn)作用。

圖2 雙重差分平行趨勢假定

表3 “營改增”是否促進(jìn)了制造業(yè)升級(jí)

2. “營改增”改革促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)的機(jī)制檢驗(yàn)。根據(jù)上述理論分析，“營改增”可能會(huì)通過促進(jìn)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(fù)促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)。為驗(yàn)證“營改增”影響制造業(yè)升級(jí)的機(jī)制，本文進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。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(fù)（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(fù)（VBTT）的衡量，由于上市公司年報(bào)中缺少對(duì)企業(yè)實(shí)際繳納增值稅的統(tǒng)計(jì)，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(fèi)附加和城市維護(hù)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(fèi)附加費(fèi)率以單一稅率披露，則利用教育費(fèi)附加金額除以披露稅率。（2）若公司披露多種教育費(fèi)附加費(fèi)率，則利用城市維護(hù)建設(shè)稅除以對(duì)應(yīng)的單一稅率。（3）若教育費(fèi)附加費(fèi)率和城市維護(hù)建設(shè)稅率均為多檔稅率，則采用教育費(fèi)附加為基礎(chǔ)分析確定具體稅率。如教育費(fèi)附加和地方教育費(fèi)附加分別披露3%和2%，則總的教育費(fèi)附加費(fèi)率為5%。采用上述方法倒推企業(yè)的流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)后，減去企業(yè)的消費(fèi)稅金額，再除以營業(yè)收入，就得到了企業(yè)的稅負(fù)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(jí)，考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚和公司流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)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(jìn)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(shí)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(fù)下降但不顯著，需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Z值為?0.351 6，統(tǒng)計(jì)上不顯著，因此流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)的中介效應(yīng)不顯著。范子英和彭飛（2017）檢驗(yàn)了“營改增”對(duì)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(yán)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(fù)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(fù)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(huì)外購生產(chǎn)性服務(wù)以進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)。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(jī)發(fā)展壯大自身生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)務(wù)，則“營改增”對(duì)其流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)的降低作用就較為有限。既有文獻(xiàn)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?duì)外經(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(duì)制造企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)的降低作用有限，這可能是導(dǎo)致列（4）中流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)沒有顯著下降的主要原因。綜上，本文中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，“營改增”主要通過促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，為制造業(yè)提供新的信息流和知識(shí)流等，推動(dòng)制造業(yè)增加研發(fā)、采購和營銷等環(huán)節(jié)，幫助其實(shí)現(xiàn)向價(jià)值鏈高端攀升。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

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

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

一般認(rèn)為國有企業(yè)與民營企業(yè)對(duì)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(hù)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(yàn)，對(duì)外部環(huán)境更敏感。接下來本文將檢驗(yàn)“營改增”能否同時(shí)帶動(dòng)國有企業(yè)和民營企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。檢驗(yàn)結(jié)果見表5，可以看出，“營改增”改革對(duì)制造企業(yè)升級(jí)的拉動(dòng)作用主要存在于民營企業(yè)，對(duì)國有企業(yè)升級(jí)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(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級(jí)，是當(dāng)下經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的主要?jiǎng)恿碓础?/p>

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

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

“營改增”經(jīng)濟(jì)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(qiáng)，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(duì)外部稅收環(huán)境變化更敏感。作為一項(xiàng)稅收政策，“營改增”改革是否更能促進(jìn)稅收征管力度較強(qiáng)地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，從而帶動(dòng)當(dāng)?shù)刂圃炱髽I(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)?本文借鑒葉康濤和劉行（2011）的方法，采用地區(qū)實(shí)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(qiáng)度，將樣本分為稅收征管力度較強(qiáng)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(jìn)出口額為自變量的回歸模型，得到估計(jì)的相關(guān)系數(shù)，并計(jì)算預(yù)期稅收收入占GDP的比重；其次，計(jì)算實(shí)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(duì)分樣本采用模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表6，可以發(fā)現(xiàn)，“營改增”對(duì)制造業(yè)升級(jí)的帶動(dòng)作用主要體現(xiàn)在稅收征管力度較強(qiáng)的地區(qū)，表明該地區(qū)企業(yè)對(duì)改革更加敏感，通過改革實(shí)現(xiàn)升級(jí)的動(dòng)機(jī)與能力更強(qiáng)。而稅收征管力度較弱的地區(qū)企業(yè)對(duì)稅收改革的敏感度更低，未能充分利用改革機(jī)遇實(shí)現(xiàn)升級(jí)。

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

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）控制內(nèi)生性：PSM-DID檢驗(yàn)

由于“營改增”政策采用了按照地區(qū)和行業(yè)先試點(diǎn)，再逐步推廣到全國的實(shí)施辦法，因此樣本可能存在自選擇性問題，即并非因?yàn)椤盃I改增”的實(shí)施促進(jìn)了制造業(yè)的升級(jí)，而是實(shí)驗(yàn)組的樣本相對(duì)于處理組的樣本更傾向于升級(jí)。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(duì)全樣本中的實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行1∶1匹配，然后對(duì)匹配后獲得的樣本使用雙重差分進(jìn)行回歸。為了確定PSM的匹配變量，分析影響試點(diǎn)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(jì)意義，最終選取了公司規(guī)模（Labor）、財(cái)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(bào)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(cái)務(wù)杠桿越高、銷售增長率越高的公司被選取為試點(diǎn)的可能性越??；公司所屬貨運(yùn)量越大，被選取為“營改增”試點(diǎn)地區(qū)的可能性越大。表7右側(cè)為平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果，可以看出，匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，并且實(shí)驗(yàn)組與控制組的差異均不再顯著，平衡性檢驗(yàn)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(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行匹配后，Post系數(shù)仍顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了“營改增”政策促進(jìn)了制造業(yè)升級(jí)。

表7 PSM與平衡性檢驗(yàn)

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：PSM-DID與安慰劑檢驗(yàn)

（二）安慰劑檢驗(yàn)

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(jí)階段，前文發(fā)現(xiàn)的制造業(yè)的升級(jí)并非由“營改增”導(dǎo)致。為此，本文進(jìn)一步做了安慰劑檢驗(yàn)，將“營改增”政策實(shí)施時(shí)點(diǎn)向前推了一年。表8的列（3）和列（4）是安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果，Post-1表示將“營改增”政策實(shí)施時(shí)點(diǎn)向前推一年，如上海在2012年實(shí)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?？梢钥闯觯琍ost?1系數(shù)為負(fù)且不顯著，說明前文發(fā)現(xiàn)的制造企業(yè)升級(jí)確實(shí)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(shí)證結(jié)果未列示，備索。

1. 僅以上海地區(qū)“營改增”試點(diǎn)為對(duì)象。理論上，以所有改革地區(qū)為樣本，利用地區(qū)改革的時(shí)間先后差異，將后改革地區(qū)作為先改革地區(qū)的對(duì)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(huì)使得最后樣本期間的樣本均為處理組，造成因個(gè)別年份處理組樣本過多而導(dǎo)致改革效應(yīng)評(píng)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(diǎn)為對(duì)象，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)“營改增”促進(jìn)了制造業(yè)升級(jí)，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(diǎn)地區(qū)制造企業(yè)會(huì)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)，但它可能是改革試點(diǎn)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(huì)消失?！盃I改增”改革進(jìn)程可分為兩個(gè)階段：第一階段是2012年1月1日至2013年8月1日，交通運(yùn)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(gè)別省份試點(diǎn)，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(yùn)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(diǎn)地區(qū)可分為三個(gè)批次：第一批次為2012年1月1日開始試點(diǎn)的上海市；第二批次為2012年9月1日至2012年12月1日試點(diǎn)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(diǎn)地區(qū)樣本后，“營改增”依然促進(jìn)了其他改革地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，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(jià)值鏈分工，在經(jīng)濟(jì)高速增長的同時(shí)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(qiáng)”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(dòng)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(jí)?！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(jì)發(fā)展新動(dòng)能加快新舊動(dòng)能接續(xù)轉(zhuǎn)換的意見》（國辦發(fā)〔2017〕4號(hào)）指出，加快培育和壯大新動(dòng)能、改造提升傳統(tǒng)動(dòng)能是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要途徑。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)重塑增長動(dòng)力有重要作用，是轉(zhuǎn)型升級(jí)的新動(dòng)力和主引擎。學(xué)界和政策層普遍認(rèn)為“營改增”能通過減少重復(fù)征稅促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展。而服務(wù)業(yè)是制造業(yè)增長的推進(jìn)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(dòng)能帶動(dòng)傳統(tǒng)動(dòng)能（制造業(yè)）的改造提升，而制造業(yè)的提升又會(huì)為服務(wù)業(yè)提供更扎實(shí)的市場需求，最終實(shí)現(xiàn)新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換。

學(xué)術(shù)界有關(guān)“營改增”經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)，主要集中于分析改革對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，考察改革對(duì)制造業(yè)影響的研究很少，機(jī)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(duì)象，檢驗(yàn)了“營改增”對(duì)制造企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響及其機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)，首先，“營改增”促進(jìn)了制造企業(yè)升級(jí)，且至少可以持續(xù)兩期，該結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)中依然成立。其次，地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚在“營改增”推動(dòng)制造企業(yè)升級(jí)中起到了明顯的中介效應(yīng)，而流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)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(jí)效應(yīng)在民營企業(yè)和稅收征管力度較強(qiáng)的地區(qū)較明顯，但對(duì)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(duì)制造業(yè)的影響，會(huì)導(dǎo)致對(duì)“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(duì)制造業(yè)升級(jí)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(dòng)，而非流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)的降低。地方政府應(yīng)制定適合本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃，積極推動(dòng)制造業(yè)基地的配套生產(chǎn)性服務(wù)中心建設(shè)，促進(jìn)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(tái)，降低區(qū)域內(nèi)制造企業(yè)對(duì)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(jí)，促進(jìn)其向更高階段的價(jià)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(dá)，服務(wù)業(yè)發(fā)展也越快。對(duì)當(dāng)前面臨轉(zhuǎn)型升級(jí)壓力的制造企業(yè)，適當(dāng)給予資金補(bǔ)貼及所得稅減免優(yōu)惠，鼓勵(lì)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(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的規(guī)?；蛯I(yè)化發(fā)展，最終在制造業(yè)和服務(wù)業(yè)互動(dòng)融合下完成產(chǎn)業(yè)升級(jí)。第三，本文研究發(fā)現(xiàn)“營改增”改革主要促進(jìn)了民營企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，未能帶動(dòng)國有企業(yè)升級(jí)。混合所有制改革是激發(fā)國有企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的內(nèi)生動(dòng)力，也是當(dāng)下促進(jìn)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(jí)，由此從根本上實(shí)現(xiàn)我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。