唐 榮 李文秀 紀(jì)祥裕

一 引 言

“營(yíng)改增”作為我國(guó)稅制改革史上的重要舉措，對(duì)推動(dòng)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚發(fā)展具有重要影響。1994年分稅制改革確立的增值稅與營(yíng)業(yè)稅分立并行的稅制安排，不僅對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展形成約束，且制約了增值稅抵扣鏈條向上和向下兩個(gè)維度的延伸，帶來了資源配置錯(cuò)位，不利于專業(yè)化分工與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化(田彬彬和范子英，2017)[1]。為克服傳統(tǒng)稅制的負(fù)面影響，我國(guó)自2012年開始以上海交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為試點(diǎn)，推行“營(yíng)改增”政策，并逐步在地區(qū)、行業(yè)全面鋪開?！盃I(yíng)改增”作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要舉措，其并未單純定位于為企業(yè)減負(fù)，而是力爭(zhēng)深化產(chǎn)業(yè)分工合作，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)(孫曉華等，2020[2]；倪婷婷等，2020[3])。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)所具備的高增值性、強(qiáng)關(guān)聯(lián)性特點(diǎn)，較好切合了“營(yíng)改增”政策的作用基礎(chǔ)(孫正和陳旭東，2018)[4]。“營(yíng)改增”通過打通二、三產(chǎn)業(yè)增值稅抵扣鏈，將使制造業(yè)中間投入的稅收成本大幅降低，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作(孫曉華等，2020)[2]。那么，面對(duì)我國(guó)當(dāng)前推進(jìn)“兩業(yè)融合”，追求經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新趨勢(shì)，“營(yíng)改增”政策在理順投入產(chǎn)出關(guān)系的同時(shí)，能否成為政府促進(jìn)具有投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)的制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚發(fā)展的重要手段？“營(yíng)改增”政策的實(shí)施對(duì)不同層次生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是否存在異質(zhì)性效果？深化上述問題研究具有重要的理論價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義。

具體地，本文首先通過一個(gè)理論框架揭示了“營(yíng)改增”影響制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的內(nèi)在機(jī)理，認(rèn)為“營(yíng)改增”主要通過稅負(fù)效應(yīng)和專業(yè)化分工效應(yīng)促進(jìn)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚。然后，結(jié)合2003-2013年中國(guó)277個(gè)地級(jí)及以上城市數(shù)據(jù)，采用雙重差分法，估計(jì)了“營(yíng)改增”對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響，發(fā)現(xiàn)在平均意義上“營(yíng)改增”能顯著增強(qiáng)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平。最后，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，“營(yíng)改增”尤其促進(jìn)了中城市組制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚，且對(duì)制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響效應(yīng)更強(qiáng)。

“營(yíng)改增”作為我國(guó)稅制改革的重點(diǎn)，從試點(diǎn)到全面推開已實(shí)施近9年，其政策效果評(píng)估一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)和財(cái)政學(xué)相關(guān)領(lǐng)域研究的焦點(diǎn)(范子英和彭飛，2017[5]；Sopranzetti和Ma，2020[6]；蘇梽芳等，2021[7]；謝獲寶和惠麗麗，2021[8])。已有研究主要從稅負(fù)效應(yīng)(Fang et al.，2017[9]；范子英和彭飛，2017[5]；李艷艷等，2020[10])、分工效應(yīng)(陳釗和王旸，2016[11]；范子英和彭飛，2017[5]；錢曉東，2018[12]) 、企業(yè)績(jī)效(李成和張玉霞，2015[13]；袁從帥等，2015[14]；孫正，2020[15]；Sopranzetti和Ma，2020[6])、居民收入(倪紅福等，2016[16]；楊玉萍和郭小東，2017[17]；蘇梽芳等，2021[7])以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)(李永友和嚴(yán)岑，2018[18]；倪婷婷等，2020[3]；黃策等，2020[19])等方面探討了“營(yíng)改增”的經(jīng)濟(jì)社會(huì)效應(yīng)。但鮮有關(guān)于“營(yíng)改增”對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚影響的直接考察，本文試圖對(duì)此進(jìn)行補(bǔ)充。

制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的相關(guān)文獻(xiàn)中，研究者們圍繞制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的推進(jìn)機(jī)理，分別從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)(Klaus和Marcel，2005[20]；陳國(guó)亮和陳建軍，2012[21]；陳曦和朱建華，2018[22])、馬歇爾外部性三因素(Ellison et al.，2010[23]；韓清等，2020[24])、城市規(guī)模(豆建民和劉葉，2016)[25]、市場(chǎng)化(紀(jì)玉俊和孫紅梅，2020)[26]、城市首位度(逯苗苗等，2019)[27]、社會(huì)信任(周明生和于國(guó)棟，2020)[28]等視角展開論證?？梢姡瑢W(xué)界對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚形成機(jī)制多從產(chǎn)業(yè)、空間維度進(jìn)行考察，尚未涉及“營(yíng)改增”政策的制度維度。

綜上所述，相較于已有研究，本文貢獻(xiàn)主要為：(1)理論層面，本文將“營(yíng)改增”納入產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚研究框架，并基于產(chǎn)業(yè)層次劃分，細(xì)致考察“營(yíng)改增”對(duì)制造業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚、制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的差異化影響，豐富與完善了“營(yíng)改增”及產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的相關(guān)研究；(2)經(jīng)驗(yàn)層面，綜合運(yùn)用DID與PSM-DID估計(jì)法檢驗(yàn)“營(yíng)改增”對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響，深化了“營(yíng)改增”政策評(píng)價(jià)和產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的經(jīng)驗(yàn)研究。

后文內(nèi)容安排是：第二部分為理論機(jī)制分析；第三部分為數(shù)據(jù)介紹與研究設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析；最后是結(jié)論與政策啟示。

二 理論機(jī)制分析

制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚屬于產(chǎn)業(yè)集聚研究范疇(張虎等，2017)[29]。產(chǎn)業(yè)集聚是同一產(chǎn)業(yè)在某地域高度集中、要素資源不斷匯聚的過程。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集聚理論主要關(guān)注制造業(yè)或生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)等單一產(chǎn)業(yè)集聚。但現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，空間范圍的產(chǎn)業(yè)集聚往往伴隨著關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)在地理空間范圍的協(xié)同。協(xié)同集聚的概念最早由Ellison和Glaeser(1997)[30]提出，用來解釋制造業(yè)與其他行業(yè)的空間集聚現(xiàn)象。制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚表現(xiàn)為“兩業(yè)”間的協(xié)同定位，制造業(yè)的發(fā)展需要生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過縱向或橫向關(guān)聯(lián)與之協(xié)同集聚，形成“兩業(yè)”集中連片空間布局。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為“營(yíng)改增”的關(guān)鍵，其將通過稅負(fù)效應(yīng)與分工效應(yīng)強(qiáng)化制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚現(xiàn)象。

(一)“營(yíng)改增”和制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚：稅負(fù)效應(yīng)

“營(yíng)改增”政策施行的直接表現(xiàn)便是降低企業(yè)稅負(fù)(1)據(jù)《中國(guó)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告》顯示，我國(guó)制造業(yè)上市公司的實(shí)際利潤(rùn)稅負(fù)從“營(yíng)改增”試點(diǎn)前的65.6%，下降至“營(yíng)改增”全面實(shí)施后的61.3%。(孫正，2020[15]；孫曉華等，2020[2])。首先從服務(wù)業(yè)企業(yè)看，“營(yíng)改增”試點(diǎn)后，一方面對(duì)于研發(fā)和技術(shù)服務(wù)、信息技術(shù)等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)執(zhí)行6%的低檔稅率；另一方面服務(wù)業(yè)企業(yè)中間投入品的進(jìn)項(xiàng)稅額可予以抵扣，降低企業(yè)稅基，這都有助于減少服務(wù)業(yè)企業(yè)稅收成本，致使企業(yè)在新技術(shù)、新產(chǎn)品和新服務(wù)等的研發(fā)方面有更多資金，從而促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)實(shí)現(xiàn)專業(yè)化、高端化和集聚化(黃策等，2020)[19]，產(chǎn)生更強(qiáng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，降低單位生產(chǎn)性服務(wù)供給價(jià)格與成本(顧乃華，2011)[31]，強(qiáng)化制造業(yè)企業(yè)外購(gòu)生產(chǎn)性服務(wù)的趨勢(shì)，促進(jìn)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚。

其次從制造業(yè)企業(yè)看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在“營(yíng)改增”試點(diǎn)前繳納營(yíng)業(yè)稅，制造業(yè)企業(yè)外購(gòu)的中間投入服務(wù)無法取得增值稅專用發(fā)票，部分生產(chǎn)性服務(wù)在推行“營(yíng)改增”的“1+6”模式后納入增值稅抵扣鏈，制造業(yè)企業(yè)可取得增值稅發(fā)票進(jìn)行抵扣，從而減少企業(yè)外購(gòu)服務(wù)成本，降低流轉(zhuǎn)稅稅負(fù)。比如“營(yíng)改增”政策實(shí)施前，某電子機(jī)器制造企業(yè)，其生產(chǎn)過程需從上游軟件公司購(gòu)買一項(xiàng)專利，專利采購(gòu)按照無形資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓屬性繳納營(yíng)業(yè)稅，無法開具增值稅發(fā)票用于出口電子產(chǎn)品時(shí)抵扣，存在雙重納稅問題，加重了電子機(jī)器制造企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)；“營(yíng)改增”政策實(shí)施后，外購(gòu)的專利便可進(jìn)行進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣，降低了企業(yè)稅負(fù)，使制造企業(yè)用于轉(zhuǎn)型升級(jí)的資金更多，從而產(chǎn)生更高端的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)需求和更強(qiáng)的“定向集聚”效應(yīng)，形成制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚現(xiàn)象。

然而，“營(yíng)改增”政策主要對(duì)我國(guó)現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，尤其是分工精細(xì)、鏈條較長(zhǎng)的高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)生較明顯的減稅效應(yīng)。如眾多研究表明“營(yíng)改增”政策對(duì)交通運(yùn)輸業(yè)等傳統(tǒng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的稅負(fù)降低效應(yīng)并不明顯(潘文軒，2013[32]；王玉蘭和李雅坤，2014[33]；陳釗和王旸，2016[11])。另外，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中的商務(wù)服務(wù)業(yè)，其稅率從“營(yíng)改增”試點(diǎn)前的5%上升為之后的6%，且其作為人力資本密集型行業(yè)，對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)的購(gòu)入較少，因此可抵扣的進(jìn)項(xiàng)稅較少。而且，“營(yíng)改增”政策實(shí)施后并非所有行業(yè)均適用低稅率，如生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中的有形動(dòng)產(chǎn)租賃適用17%的高檔稅率。綜上分析可知，“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響效果更明顯，而對(duì)制造業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響效果較弱。

(二)“營(yíng)改增”和制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚：專業(yè)化分工效應(yīng)

“營(yíng)改增”政策的終極目標(biāo)并非局限于減稅，而是力爭(zhēng)協(xié)調(diào)好產(chǎn)業(yè)間的投入產(chǎn)出關(guān)系，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)分工與協(xié)作，強(qiáng)化專業(yè)化生產(chǎn)能力(陳釗和王旸，2016)[11]。稅制改革前，制造業(yè)內(nèi)“自給自足”式中間品或勞務(wù)無需繳納營(yíng)業(yè)稅，而外購(gòu)或外包的中間品或勞務(wù)需繳納營(yíng)業(yè)稅，且交易次數(shù)越多企業(yè)稅負(fù)越重，因此為減少對(duì)外往來次數(shù)以避免重復(fù)征稅，制造業(yè)企業(yè)往往傾向于選擇“小而全”“大而全”的經(jīng)營(yíng)方式，不利于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從制造業(yè)中專業(yè)化分離(范子英和彭飛，2017[5]；黃策等，2020[19])。稅制改革后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)改繳增值稅，使其能與關(guān)聯(lián)制造業(yè)形成完整的增值稅抵扣鏈條，從而相同服務(wù)不會(huì)存在因企業(yè)組織形態(tài)和歷經(jīng)交易次數(shù)的差異而承擔(dān)不同稅負(fù)，避免重復(fù)征稅問題，促使無論是試點(diǎn)還是非試點(diǎn)的下游制造業(yè)都向著專業(yè)化方向發(fā)展，推進(jìn)社會(huì)分工和提高專業(yè)化程度(孫曉華等，2020)[2]。而制造業(yè)企業(yè)出于降低生產(chǎn)及交易成本的考慮，通常有在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)周圍集聚的傾向，形成制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的現(xiàn)象(劉勝等，2019)[34]。

另外，“營(yíng)改增”政策更多的有利于高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)突破發(fā)展的體制約束。因?yàn)樵诙愔聘母锴爸貜?fù)征稅的問題并非存在于所有生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，依據(jù)《中華人民共和國(guó)增值稅暫行條例》，購(gòu)進(jìn)或者銷售貨物以及在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程中支付運(yùn)輸費(fèi)用的，按照運(yùn)輸費(fèi)用結(jié)算單據(jù)上注明的運(yùn)輸費(fèi)用金額和7%的扣除率計(jì)算進(jìn)項(xiàng)稅額可予以扣除。因此，對(duì)于運(yùn)輸物流等類似行業(yè)，稅制改革前便不存在重復(fù)征稅，從而“營(yíng)改增”并不會(huì)對(duì)該行業(yè)與下游行業(yè)的專業(yè)化分工有較大影響(陳釗和王旸，2016)[11]。即“營(yíng)改增”的施行主要促進(jìn)了制造業(yè)高端而非低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的分離，從而強(qiáng)化制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚。

基于以上理論分析，本文提出如下研究假說：

假說1：“營(yíng)改增”政策將促進(jìn)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚。

假說2：“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)，而“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的促進(jìn)效應(yīng)較弱。

三 數(shù)據(jù)介紹與研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)介紹及變量說明

2012年1月1日，“營(yíng)改增”首先在上海推行，同年逐步推廣至北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、湖北及浙江等8大省市，2013年8月擴(kuò)展至全國(guó)。本文選取的研究年限為2003-2013年，以是否進(jìn)行“營(yíng)改增”試點(diǎn)為區(qū)分標(biāo)準(zhǔn)，將實(shí)行“營(yíng)改增1+6” 的試點(diǎn)地區(qū)作為處理組，否則為對(duì)照組?？紤]到“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響并非立桿見影。因此，借鑒劉窮志和羅嬋(2019)[35]的研究，將樣本期間內(nèi)除上述9大省市外的其他地區(qū)依舊作為控制組。由于“營(yíng)改增1+6”的9大試點(diǎn)省市均于2012年展開稅制改革，因此，本文設(shè)定“營(yíng)改增”政策的實(shí)施時(shí)點(diǎn)為2012年，即2012年及以后的年份為政策實(shí)施期，取值為1，否則為0。

囿于數(shù)據(jù)的可獲性，本研究實(shí)證分析的樣本涵蓋中國(guó)277個(gè)地級(jí)及以上城市，時(shí)間跨度為2003-2013年。其中，發(fā)明專利授權(quán)數(shù)據(jù)來自國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站，其他變量數(shù)據(jù)均來自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》(2004-2014年)的市轄區(qū)層面數(shù)據(jù)。另外，關(guān)于市場(chǎng)潛能的測(cè)算需要城市間距離數(shù)據(jù)，本研究在國(guó)家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取城市駐地所在經(jīng)緯度，并采用Matlab軟件測(cè)算得到城市間的歐式直線距離。根據(jù)政策實(shí)施情況，本文最終得到85個(gè)處理組城市，192個(gè)控制組城市。

本文被解釋變量包括制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)(lncoaggl)、制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)(lngaoco)以及制造業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)(lndico)。對(duì)于被解釋變量的度量，首先參考顧乃華(2011)[31]的研究界定生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)范疇，然后基于張虎等(2017)[29]的研究構(gòu)建協(xié)同集聚指數(shù)。第一步，依次設(shè)定制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的區(qū)位熵指數(shù)如下：

magglmj=(lmj/lj)/(lm/l)，sagglsj=(lsj/lj)/(ls/l)

(1)

式(1)中，magglsj表示j城市的制造業(yè)m在全國(guó)層面的區(qū)位熵，sagglsj表示j城市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)s在全國(guó)層面的區(qū)位熵。lmj表示j城市制造業(yè)從業(yè)人數(shù)，lsj表示j城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)，lm為全國(guó)制造業(yè)從業(yè)總?cè)藬?shù)，ls為全國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)總?cè)藬?shù)，l為全國(guó)所有行業(yè)從業(yè)總?cè)藬?shù)。第二步，基于制造業(yè)區(qū)位熵與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)區(qū)位熵進(jìn)一步構(gòu)建制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)：

coaggl=[1-|maggl-saggl|/(maggl+saggl)]+|maggl+saggl|

(2)

根據(jù)式(2)得到的coaggl值越大，表明制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚程度越高，產(chǎn)業(yè)間協(xié)同發(fā)展越顯著。另外，為進(jìn)一步檢驗(yàn)“營(yíng)改增”政策對(duì)不同層次生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的差異化影響，本文進(jìn)一步沿用宣燁和余泳澤(2014)[36]的思路，將5大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)行高、低端細(xì)分，其中高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)包括科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)及金融業(yè)；低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)包括交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)。同樣的方法分別構(gòu)建制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)(gaoco)、制造業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)(dico)：

gaoco=[1-|maggl-gaosaggl|/(maggl+gaosaggl)]+|maggl+gaosaggl|

(3)

dico=[1-|maggl-disaggl|/(maggl+disaggl)]+|maggl+disaggl|

(4)

核心解釋變量是“營(yíng)改增”政策變量，即模型(5)中的TAXi×postt，表示地區(qū)分組虛擬變量和時(shí)間分組虛擬變量的交互項(xiàng)。其中，TAXi為地區(qū)分組虛擬變量，倘若i城市為“營(yíng)改增1+6”試點(diǎn)地區(qū)，則TAXi=1，否則TAXi=0；postt表示時(shí)間分組虛擬變量，2012年“營(yíng)改增”試點(diǎn)前postt取值為0，否則postt取值為1。

表1為主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。據(jù)表1可知，被解釋變量中，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)(lncoaggl)的均值為0.8542，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2476，表明樣本城市的協(xié)同集聚水平各異；是否為“營(yíng)改增”試點(diǎn)城市(TAX)的均值為0.3069，表明30.69%的樣本城市為試點(diǎn)城市；控制變量中，人均實(shí)際GDP(lnPGDP)的均值為2.9913，標(biāo)準(zhǔn)差為2.0247，信息化程度(Inform)的均值為0.0309，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0189，表明不同城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大差異，而大部分城市的信息化程度都較為良好。

表1 主要變量統(tǒng)計(jì)特征

(二)研究設(shè)計(jì)

本文的目的在于評(píng)估“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響，因此，采用政策評(píng)估中常用的DID方法(范子英和彭飛，2017[5]；唐榮和黃抒田，2021[39]；蘇梽芳等，2021[7])。模型具體構(gòu)建如下：

yit=βTAXi×postt+γControlit+μi+τt+εit

(5)

式(5)中，被解釋變量yit包括coagglit、gaocoit以及dicoit三個(gè)，分別表示i城市第t年的制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚程度、制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚程度以及制造業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚程度；TAXi×postt表示“營(yíng)改增”政策虛擬變量，其中，TAXi為地區(qū)分組虛擬變量，倘若i城市為“營(yíng)改增”試點(diǎn)地區(qū)，則TAXi取值為1，否則TAXi取值為0；postt為時(shí)間虛擬變量，“營(yíng)改增”試點(diǎn)前postt取值為0，否則postt取值為1；Controlit表示控制變量集，具體包括人均實(shí)際GDP(lnPGDP)、信息化程度(Inform)、利用外資水平(FDI)、政府干預(yù)(Gov)、城市創(chuàng)新質(zhì)量(Inno_auth)、科技從業(yè)人員比重(RD)、人口規(guī)模(lnPop)以及市場(chǎng)發(fā)展?jié)撃?MP)等。μi為城市固定效應(yīng)，以在城市層面剔除不隨時(shí)間變化因素的干擾。τt為年份固定效應(yīng)，用來排除特定年份同時(shí)影響所有地區(qū)外部沖擊的干擾。系數(shù)β體現(xiàn)了“營(yíng)改增”政策影響產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的凈效應(yīng)。

為驗(yàn)證DID方法的有效性，本文還比較了處理組與控制組政策實(shí)施前的時(shí)間趨勢(shì)。從圖1可以看到，在“營(yíng)改增”政策實(shí)施前，處理組與控制組制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平的變化趨勢(shì)大致相同，而在“營(yíng)改增”政策實(shí)施后，處理組與控制組制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平的變化趨勢(shì)發(fā)生明顯改變。可見，本文采用DID方法估計(jì)“營(yíng)改增”對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平的影響，是滿足共同趨勢(shì)前提條件的。

圖1 共同趨勢(shì)檢驗(yàn)

雖然DID模型的應(yīng)用需滿足嚴(yán)格的共同趨勢(shì)假設(shè)前提，但由于“營(yíng)改增”試點(diǎn)城市和非試點(diǎn)城市本就存在各類系統(tǒng)性差異，因此處理組與控制組協(xié)同集聚指標(biāo)差異并不能作為“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的平均處置效應(yīng)。為此，本文進(jìn)一步采用PSM-DID模型，在DID前對(duì)樣本進(jìn)行匹配，讓“營(yíng)改增”試點(diǎn)城市和非試點(diǎn)城市僅存在“受‘營(yíng)改增’政策影響與否”這一差別。

根據(jù)研究設(shè)計(jì)，采用Logit模型，從各城市實(shí)際人均GDP、信息化程度、利用外資水平、政府干預(yù)程度、城市創(chuàng)新質(zhì)量、科技從業(yè)人員比重以及人口規(guī)模等7個(gè)方面匹配處理組和控制組。得分傾向值估計(jì)模型具體如下：

(6)

其中，Xit即匹配變量。根據(jù)PSM結(jié)果可知(表2)，匹配后的兩組城市在實(shí)際人均GDP(lnPGDP)、信息化程度(Inform)、利用外資水平(FDI)、政府干預(yù)程度(Gov)、城市創(chuàng)新質(zhì)量(Inno_auth)、科技從業(yè)人員比重(RD)以及人口規(guī)模(lnPop)等7方面的差異大幅縮小，標(biāo)準(zhǔn)化差異絕對(duì)值均不到10%，總體顯示匹配效果較好(Rosenbaum和Rubin，1985)[40]。因此，本研究選取的配對(duì)指標(biāo)與匹配法恰當(dāng)，為后續(xù)DID回歸提供了較理想的數(shù)據(jù)樣本，從而增強(qiáng)了“營(yíng)改增”政策效果評(píng)估的真實(shí)性與可靠性。

表2 Logit回歸結(jié)果與平衡性假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

四 實(shí)證結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)結(jié)果分析

表3為DID和PSM-DID的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，不論是否納入控制變量，TAX×Post的估計(jì)系數(shù)幾乎都顯著為正，且在加入控制變量后TAX×Post的估計(jì)系數(shù)值更大，顯著性更強(qiáng)。表明在其他條件不變情況下，“營(yíng)改增”政策實(shí)施地區(qū)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平要顯著高于未實(shí)施“營(yíng)改增”政策的地區(qū)，可見“營(yíng)改增”政策的實(shí)施能有效促進(jìn)“兩業(yè)”協(xié)同集聚，驗(yàn)證了假說1。具體以PSM-DID的估計(jì)結(jié)果為例，在加入控制變量后，TAX×Post變量的估計(jì)系數(shù)為0.0854，表明在其他因素不變情況下，“營(yíng)改增”政策實(shí)施地區(qū)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平要比未實(shí)施“營(yíng)改增”政策的地區(qū)高出8.54%。

表3 “營(yíng)改增”對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響

(二)基于城市規(guī)模的異質(zhì)性檢驗(yàn)

上述經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果表明，“營(yíng)改增”政策顯著促進(jìn)了城市制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚。然而，該促進(jìn)效應(yīng)在不同規(guī)模城市是否存在差異？本文進(jìn)一步基于上述基本結(jié)論，考察城市規(guī)模大小帶來的異質(zhì)性影響。關(guān)于城市規(guī)模的劃分，借鑒紀(jì)祥裕和顧乃華(2020)[38]的研究，基于2013年各城市人口數(shù)歸類得到大、中、小三組城市樣本(2)其中，大城市組包括大城市、特大城市和超大城市，人口在100萬以上；中城市組人口規(guī)模在50萬至100萬之間；小城市組的人口規(guī)模在50萬以下。，大城市組包括132個(gè)城市，中城市組包括102個(gè)城市，小城市組包括43個(gè)城市?；诔鞘幸?guī)模分組的回歸結(jié)果見表4。

表4為大城市組、中城市組和小城市組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，“營(yíng)改增”政策的實(shí)施能有效促進(jìn)大城市和中城市組的“兩業(yè)”協(xié)同集聚，對(duì)中城市組“兩業(yè)”協(xié)同集聚的促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)，效果最明顯，而對(duì)小城市組“兩業(yè)”協(xié)同集聚促進(jìn)效果不明顯。具體來看，中城市組“營(yíng)改增”政策的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，且其估計(jì)系數(shù)近乎大城市組的2倍多，而小城市組的估計(jì)系數(shù)并未通過顯著性檢驗(yàn)?？赡艿脑蛟谟冢盒〕鞘兄饕詥我划a(chǎn)業(yè)為主，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)規(guī)模還較小，不論是從基礎(chǔ)設(shè)施還是從要素供給等方面都不能為“兩業(yè)”協(xié)同集聚發(fā)展提供良好平臺(tái)，使“營(yíng)改增”政策的實(shí)施效果不明顯；而大城市本身產(chǎn)業(yè)體系完善，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)良好，“兩業(yè)”協(xié)同集聚發(fā)展水平較為明顯，使“營(yíng)改增”政策的實(shí)施效果相對(duì)有限；中城市有較多產(chǎn)業(yè)部門，產(chǎn)業(yè)體系較為完善，但同時(shí)也存在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后問題，“營(yíng)改增”政策的實(shí)施恰好能有效改善這一現(xiàn)狀，使效果最顯著。

(三)基于產(chǎn)業(yè)類型的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

在“營(yíng)改增”政策影響城市制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚“凈效應(yīng)”研究的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)行高、低端細(xì)分，考察“營(yíng)改增”政策對(duì)不同層級(jí)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的差異化影響，驗(yàn)證假說2，具體回歸結(jié)果見表5。

表5 基于產(chǎn)業(yè)類型的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

表5為基于產(chǎn)業(yè)類型分組的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，加入控制變量后，“營(yíng)改增”政策在1%的水平上顯著促進(jìn)了制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚，而在低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)組，“凈效應(yīng)”估計(jì)系數(shù)僅通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，且在高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)組，“營(yíng)改增”政策的估計(jì)系數(shù)值更大。表明相對(duì)于與制造業(yè)無緊密聯(lián)系的低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)而言，“營(yíng)改增”政策的實(shí)施更有助于提升制造業(yè)同與其產(chǎn)品有緊密聯(lián)系的高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚水平，驗(yàn)證了假說2。

五 結(jié)論與政策啟示

本文基于“營(yíng)改增”政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，選取2003-2013年我國(guó)277個(gè)城市數(shù)據(jù)為研究樣本，采用傾向得分匹配雙重差分法(PSM-DID)，分析了“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響效應(yīng)。主要研究結(jié)論為：(1)整體上，“營(yíng)改增”政策顯著推進(jìn)了制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚；(2)基于城市規(guī)模的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，“營(yíng)改增”政策對(duì)中城市“兩業(yè)”協(xié)同集聚的促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)，其次為大城市組，而對(duì)小城市組“兩業(yè)”協(xié)同集聚促進(jìn)效果不明顯；(3)從不同層級(jí)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)看，“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響效應(yīng)更大，而對(duì)制造業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響效應(yīng)較小。

進(jìn)一步得出如下政策啟示：(1)繼續(xù)加大增值稅制度的完善力度，切實(shí)降低企業(yè)稅負(fù)。一方面可參照國(guó)際上發(fā)達(dá)國(guó)家的通行做法，在逐步推廣一般納稅人正常抵扣機(jī)制的同時(shí)，對(duì)民生領(lǐng)域的生產(chǎn)性服務(wù)設(shè)置一檔優(yōu)惠稅率，以減輕企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，全面覆蓋稅制改革的政策紅利，從而推動(dòng)生產(chǎn)要素向制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚；(2)城市規(guī)模異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，“營(yíng)改增”對(duì)小城市組的“兩業(yè)”協(xié)同集聚促進(jìn)效果不明顯。本文認(rèn)為小城市應(yīng)適當(dāng)放松生產(chǎn)性服務(wù)機(jī)構(gòu)的市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻及行政審批流程，在大力推進(jìn)本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展、完善產(chǎn)業(yè)體系的同時(shí)，應(yīng)有序、合理地鼓勵(lì)有條件的企業(yè)建立跨行業(yè)、跨領(lǐng)域的產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟，多點(diǎn)發(fā)力促進(jìn)“兩業(yè)”協(xié)同集聚生態(tài)環(huán)境的培育；(3)針對(duì)產(chǎn)業(yè)類型的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，“營(yíng)改增”政策對(duì)制造業(yè)與低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的影響效應(yīng)較弱，因此,本文認(rèn)為政府應(yīng)適當(dāng)關(guān)注“交通運(yùn)輸物流輔助”等中下游低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，盡快形成與“營(yíng)改增”配套的財(cái)政補(bǔ)償機(jī)制，對(duì)“營(yíng)改增”政策造成稅負(fù)提高或稅負(fù)減免力度較小的企業(yè)給予適當(dāng)補(bǔ)貼。