服务业“营改增”与出口贸易高质量发展

谢申祥，范鹏飞，王 晖

1.山东财经大学经济学院，山东 济南 250014 2.山东财经大学财政税务学院，山东 济南 250014

一、研究背景

自“营改增”试点以来，学界围绕其减税效果进行了一系列细致讨论。涉税行业的分析结果显示，“营改增”试点显著降低了行业整体的税收负担，并有利于实现行业规模的扩张。同样对于服务业整体而言，基于一般均衡（CGE）的研究发现，“营改增”对于服务业整体依然存在减税效果。但具体到涉税企业层面，“营改增”的减税效果却存在明显差别，由于增值税具有可转嫁的特性，企业议价能力成为决定实际减税效果的重要因素。此外，“营改增”的减税效果在时间上同样存在异质性，具体表现为短期内企业的税收负担可能略有增加，但在长期将会有所降低。由此可见，尽管短期内关于部分涉税企业税负上升的报道屡见不鲜，但从整体和长期来看，“营改增”的实施依然会对涉税服务业产生一定的减税效果。

随着经济的快速发展，第二、三产业间的融合程度逐步加深，关于“营改增”的讨论延伸至下游制造业企业和行业，其调整产业结构的作用也逐渐为人所知。企业经营范围的变动信息显示，在“营改增”实施后，制造业上市企业出现了“主辅分离”和分工深化的迹象。而为了更加细致地探寻分工效应，范子英等另辟蹊径，采用量化的企业分工指标，再次验证了“营改增”具有深化产业分工的效果。在此基础上，李永友等借助产业互联的研究视角，进一步发现“营改增”还能通过分工效应，带动以生产率提升为主要特征的制造业升级。上述文献揭示出“营改增”的分工效应及其后续影响，为本文探索服务业“营改增”对于出口产品质量的影响机理提供了可借鉴的研究思路。

作为一种重要的经济调控手段，增值税的调整无疑会对我国的贸易产生深远影响。为此，彭飞等率先探索了“营改增”的出口效应，并考察了“营改增”试点在出口倾向、规模和强度等方面的影响。众所周知，出口产品质量的提升对于增强一国贸易竞争力具有关键性的作用，大量研究也表明，各种经济政策变动会对出口产品质量产生深刻影响。Amiti等发现关税减免的作用较为明显，可以大幅提高企业的出口产品质量。同样地，国内司法环境也会影响企业的出口行为，具体表现为司法质量的改善将极大地促进出口产品质量的提升。此外，贸易自由化、环境管制和增值税转型等政策也都具有与之类似的效果。尽管上述文献从不同侧面剖析了诸多经济政策对出口产品质量的作用，但却少有研究考察服务业“营改增”对此所产生的影响，其中的作用机制更是鲜有涉及。鉴于此，本文试图量化分析“营改增”政策对出口产品质量的作用及其作用机理，并据此为我国出口贸易的高质量发展建言献策。

相对于已有研究，本文的边际贡献主要体现在如下三个方面。第一，在研究视角上，首次从出口产品质量的角度，探究服务业“营改增”对于企业出口贸易的影响，是对现有“营改增”政策效应研究的重要补充。第二，在研究方法上，采用序列匹配的方式，对传统倾向得分匹配（PSM）进行适当改进，并结合双重差分法（DID）对“营改增”的政策效应进行识别，从而使经验分析的结果更为可靠。第三，在研究内容上，尝试从减税效应和分工效应两方面出发，深入剖析“营改增”对企业出口产品质量的内在影响机理，进而为深化供给侧结构性改革和探索出口贸易高质发展的政策实践提供经验支撑。

本文余下部分的结构安排如下：第二部分为理论分析与研究假说，探讨了“营改增”政策对出口产品质量的影响渠道，进而提出本文的研究假说；第三部分为计量模型、数据与研究设计；第四部分为实证结果及初步分析，详细地汇报了经验分析的结果，并从多个方面对其进行稳健性检验；第五部分为关于异质性的进一步分析；第六部分为影响机制检验，验证了“营改增”政策可以通过减税效应和分工效应两种渠道提升企业的出口产品质量；第七部分为结论与政策启示。

二、理论分析与研究假说

分税制改革完成后，我国实行两税并行的税制结构，其中制造业以增加值为税基缴纳增值税，而服务业以营业额为税基缴纳营业税。“营改增”政策表面上仅针对服务业，似乎与制造业并不相关，然而实际情况却非如此。在生产过程中，由于抵扣链条并不顺畅，制造业企业在外购劳务时所承担的营业税无法参与后续抵扣，故而两税分设所导致的重复征税问题也同样制约着我国制造业的进一步发展。

在打通抵扣链条后，服务业“营改增”会对制造业企业产生多种积极影响。首先，“营改增”政策具有激发企业创新和研发活力的作用，而根据已有研究，企业的研发强度与其出口产品质量息息相关；其次，在“营改增”实施后，下游制造业企业的生产效率明显提升，众所周知，企业的生产效率同样也与出口产品质量紧密相关；最后，“营改增”政策还存在改善企业盈利能力的效果，而盈利水平的提高通常会带来企业产品质量的提升。据此可以进一步推断，服务业“营改增”有助于提升制造业企业的产品质量。而出口企业作为我国制造业企业中的代表，其产品质量也必然会受到“营改增”政策的影响。为此，本文提出第一个研究假说。

假说1：服务业“营改增”有助于促进企业出口产品质量升级。

“营改增”可以通过如下两种途径促进企业出口产品质量的提升。一方面，在“营改增”实施前，出口企业外购劳务的价格中包含营业税，为此所缴纳的税款无法通过抵扣链条进行抵扣，从而加重了企业的税收负担。而“营改增”实施后，该部分税金可以记入进项税额并参与后续抵扣，外购劳务重复征税的问题得以解决，出口企业的实际税负将会有所降低。税负降低可以改善企业的财务状况，使得其更有余力提升出口产品质量。此外，“营改增”的减税效应还能激励出口企业规范经营，之前企业基于成本的考虑，可能会购进部分来自非合规单位的广告、资讯以及运输等服务。而“营改增”实施后，此类单位无法开具增值税专用发票，为此出口企业将优先选择从合规单位购买有质量保证的服务，有助于产品质量的提升。因此，“营改增”可以通过减税效应促进企业出口产品质量升级。

综上所述，本文提出第二个研究假说：

假说2：服务业“营改增”主要通过降低企业税收负担和提高企业生产专业化水平两种方式推动其出口产品质量升级。

值得关注的是，“营改增”的减税效应受产业关联度的制约，当出口企业与服务业联系较为密切时，大量外购劳务使得减税效应更为强烈。而分工效应则受企业生产结构的制约，当出口企业的生产结构较为完善时，“营改增”的分工效应才能体现。由此可知，“营改增”政策对于与服务业关联度较高和生产结构较为完整的出口企业作用更为明显。

三、计量模型、数据与研究设计

（一）模型设定

服务业“营改增”是分批分阶段实施的，可以将其视为一项“准自然实验”。如图1 所示，与试点地区相比，在2013年8月1日前，全国其他地区并未实施“营改增”政策，可以考虑借助双重差分法（DID），测算试点地区企业与非试点地区企业试点前后在出口产品质量上的变差（variation），来判断“营改增”能否推动企业出口产品质量升级。在有效性方面，对于出口企业而言，“营改增”试点属于外生政策，且在试点后的短时间内，企业通过迁移获得“营改增”政策优惠的概率极低，因此可以采用双重差分法进行经验分析。为此，本文构建如下模型：

其中，下标和分别代表企业和年份。VAT是代表企业是否受“营改增”试点影响的虚拟变量，当出口企业位于非试点地区（图1中全国其他地区）时，它们并未受到“营改增”试点的影响，将作为本次“准自然实验”的对照组，记作VAT=0；当出口企业位于上海市时，将被设置为处理组，记作VAT=1。后文中还将采用北京等8 省市的试点对“营改增”的政策效果进行稳健性检验。Post则是刻画“营改增”政策实施前后年份的虚拟变量，上海市试点开始于2012年1月1日，故2012年之前的年份令Post=0，2012年及之后的年份令Post=1。此外，Quality表示企业的出口产品质量，X表示与产品质量相关的控制变量，μ和ν分别表示企业固定效应和年份固定效应，ξ表示随机误差项。

图1 “1+6”行业试点进程

（二）变量说明

1.出口产品质量

在被解释变量的设定方面，本文借鉴需求信息回溯方法（KSW 法）测算企业出口产品质量。此方法的基本原理为，在同种类型的产品中，当价格水平相同时，产品销量越高则该产品质量越好。具体而言，根据嵌套的固定替代弹性需求（CES）函数，可得企业在年向国出口类产品的数量为

其中，表示类产品的替代弹性，且＞1；p和λ分别代表企业出口到国类产品的价格和质量；E和P则分别代表国在类商品上的总支出和平均价格水平。对式（3）进行对数化处理可得

其中，残差项ε=(-1)lnλ之中便包含企业对国出口类产品的质量信息，而ψ=lnElnP则由国的物价和消费水平决定，依据式（4）在产品层面进行回归，之后通过式（5）即可测得产品层面出口产品质量。

随后，将其进行标准化处理，具体的处理方式为

其中，标准化后的产品质量介于［0，100］之间，且无测度单位，便于进行加总和跨期分析。最后，考虑到同一家企业可能拥有多种出口产品和多个目的国，本文采用如下方式计算企业层面出口产品质量。

其中，J和H分别代表目的国和出口产品种类的集合，v则代表企业出口贸易量。如式（7）所示，采用出口贸易量作为权重，在企业层面对所有（产品层面）出口产品质量进行加总，即可获得企业层面出口产品质量（Quality）。

2.控制变量

在生产过程中，企业的产品质量还受多种因素的影响，鉴于此，本文还添加如下控制变量对其加以控制。首先，财务状况在企业运营中居于核心地位，无疑会对企业的产品质量产生重大影响。为此，在分析中引入企业规模（）、资产负债率（）、总资产利润率（）三类变量，以控制财务状况变动对企业产品质量所产生的影响。其次，持续出口的企业普遍存在“干中学”现象，为此引入企业年龄（）来控制企业间因出口经验不同而对产品质量所产生的潜在影响。再次，关联方行为对企业生产和经营都具有举足轻重的作用，一般而言，政府和银行在很大程度上左右着企业的命运。为此，添加政府补贴强度（）和企业融资约束（）两类变量，以控制两类关联方对企业生产行为的影响。最后，经营属性直接决定了企业的经营目标和经营方式，故控制变量中还涉及企业所属行业（）和所有制性质（）两类虚拟变量。上述各控制变量的具体设定形式如表1所示。

表1 变量名称及含义

（三）数据来源及处理方式

经验分析所涉及的数据主要来源于如下两个部分。第一部分来自中国工业企业数据库。工业企业数据详细记录了国有企业和规模以上非国有企业每年的运营状况，是目前最常用的微观企业数据。第二部分来自中国海关进出口数据库。海关数据提供了较为详尽的产品层面数据，尤其是产品价格、出口数量和目的国等关键信息，得益于此，可以对企业出口产品质量进行测算。在数据匹配中，首先采用序贯匹配的方法将工业企业数据跨期合并，然后通过企业名称，将工业企业数据与海关出口数据相匹配，并将未成功匹配的企业按照邮编和电话号码后7位进行二次匹配。最终所得样本包含企业层面纳税、出口和经营等多方面信息，为探究“营改增”政策对企业出口产品质量的影响，提供了较为翔实、可靠的数据基础。

（四）描述性统计

在进行序列匹配前，各变量的分组描述性统计结果见表2，据此可以检验对照双方是否存在事前差异。在财务方面，试点地区企业规模更大，其他地区企业则资产负债率更低，利润率更高。在关联方方面，试点地区企业的融资约束和补贴强度相对较低，企业对银行和政府的依赖程度相对较低，整体市场化水平相对较高。在企业年龄上，试点地区企业的平均年龄明显高于其他地区，表明试点地区企业的经营历史更为悠久。而在国有化程度上，试点地区企业与其他地区企业水平相当。因此，研究中确实需要通过序列匹配的方式平衡双方事前存在的差异。

表2 主要变量的描述性统计结果

四、实证结果及初步分析

在序列匹配完成后，本文为试点地区出口企业在同行业中寻找到数量相同且相似的企业作为对照对象进行回归分析。

（一）基准回归结果

基准回归的结果见表3，第（1）～（6）列分别展示了传统双重差分法（DID）和序列匹配—双重差分法（PSM-DID）的回归结果。通过对比可以发现，第（1）～（3）列政策交互项（×）的估计系数略低于第（4）～（6）列的结果，表明直接采用双重差分法进行识别可能会略微低估“营改增”的政策效果。同时，在加入全部控制变量后，第（6）列政策交互项的估计系数显著为正，表明在“营改增”政策实施后，与同行业中最相近的出口企业相比，试点地区企业的出口产品质量上升了1.042，提升幅度约为3.16%。同样地，第（3）列结果也与第（6）列结果基本一致。综合上述分析可以发现，“营改增”显著提高了企业的出口产品质量，进而验证了假说1，即服务业“营改增”有助于促进企业出口产品质量升级。

表3 基准回归估计结果

（二）平行趋势检验与动态分析

基准回归的有效性依赖于平行趋势假设，即“营改增”政策实施前，试点地区企业与其对照企业在出口产品质量分布上保持趋势一致。为此，参考Jacobson 等的检验方法，本文对其进行平行趋势检验。假如政策实施前，处理组与对照组中企业在出口产品质量上的差距每年都不发生明显改变，则可证实双方满足平行趋势假设。检验结果见表4，第（1）（2）列交互项×的估计系数显著为负，而第（3）（4）列交互项×的估计系数却并不显著，表明在2010—2011年试点地区企业与其匹配所得对照企业在出口产品质量分布上可以保持趋势一致，进而充分展现出序列匹配所存在的优势。通过对比不难发现，本文采用的序列匹配—双重差分法在识别方面更为有效。

在试点政策实施后，“营改增”每年的作用强度可能有所不同。一般而言，结构性调整政策的效果通常存在一定“时滞”，而“营改增”的作用可能也需要一段时间后才能显现出来。为此，借鉴Beck等的分析方法，本文借助式（8）对“营改增”的政策效果进行动态分析。其中，β表示“营改增”试点后每期的作用强度，表示政策执行当年及之后年份的集合。分析结果见表4，第（5）～（8）列交互项×的估计系数都明显低于×，且显著性亦是如此。通过年份效应的纵向对比可以发现，2012—2013年上海市的“营改增”试点每年都能发挥提升企业出口产品质量的作用，但在作用强度方面，2013年的政策效果明显高于2012年。

表4 平行趋势检验与动态分析结果

结合图1 中各地区试点的时间结构还可以发现，上海市在2012年的“净试点时长”（试点地区已经试点，同时非试点地区尚未试点的时间长度）为12 个月，而2013年的“净试点时长”仅为7 个月。这种作用强度与“净试点时长”间的反差恰好可以证实，服务业“营改增”对于出口产品质量的影响存在1～2 个季度的时滞。而出现时滞的原因可能在于，在“营改增”政策实施后，下游出口企业需要1～2个季度的时间来适应政策变化，以调整其生产和出口行为。

（三）稳健性检验

为进一步验证上述结论的可靠性，本文还对其进行了一系列稳健性检验。

1.更换指标测算方法

企业出口产品质量作为核心变量，目前已存在多种衡量方法。虽然基准回归采用了主流的需求信息回溯法，但为了进一步考察研究结论是否受产品质量测算方式的影响，本文还采用如下两种不同的测算方法对其进行检验。第一种方法是单位价值量法，即直接使用单位价值量替代出口产品质量，这种方法不仅简单易操作，并且较符合中国出口的实际情况。第二种方法是供需信息加总法，综合供给和需求两方面信息对企业出口产品质量进行重新测算。此外，本文还将上述两种刻画出口产品质量的指标进行标准化处理，以便于对比和分析。结果见表5第（1）（2）列，同基准回归相比，政策交互项的估计系数值虽然略有增加，但增幅相对较低，同时其显著性也并未发生明显改变。据此可以判断，前文回归结果并不会因出口产品质量测算方法的变化而发生定性的改变。

2.安慰剂检验

为确保政策效果的真实性，本文采用如下两种方法对其进行安慰剂检验。第一种方法是提前或延后政策的执行年份。上海市的试点开始于2012年，故可以分别假设2011年或2013年为政策执行年份，并采用原识别方法检验其实施效果。表5第（3）（4）列汇报了回归结果，交互项的估计系数都不显著。第二种方法是随机抽样。在匹配所得企业中，随机抽取半数企业设置为“伪处理组”，另一半企业则设置为对照组，以随机抽样取代“营改增”政策，并分析其政策效果。依此重复进行500次后，回归系数的整理结果如图2所示。其中，上方曲线是估计系数的核密度函数曲线，下方散点则表示与估计系数相对应的值，右侧垂线（虚线）为基准回归中“营改增”的实施效果。安慰剂检验中估计系数呈现正态分布，且绝大多数值高于0.1，而“营改增”的实施效果在检验中属于明显的离群值。因此，“营改增”政策促进企业出口产品质量升级的作用真实有效。

图2 安慰剂检验结果

3.删除异常数据

4.更换试点地区

表5 稳健性检验结果

五、异质性分析

出口企业在所属行业、发展状况和产品种类等方面均存在明显差异，服务业“营改增”对不同类型企业的影响也不尽相同，为了进一步探究其中可能存在的差异，本文尝试从如下几个方面对“营改增”的政策效果进行异质性分析。

（一）行业异质性

1.行业关联度

税收政策的效果通常在不同行业间存在明显差异。当所属制造业与上游服务业关联度较高时，出口企业在生产中需要大量外购劳务，在“营改增”减税效应的作用下，企业可以获得较为丰厚的政策红利。与之相反，当所属行业与上游服务业关联度较低时，企业与服务业的业务往来相对较少，受到“营改增”政策的影响也相对较低。鉴于此，根据国家统计局发布的《中国2012年投入产出表》中直接消耗系数表，计算各行业对于试点服务业（“1+6”行业）的直接消耗系数，然后依据平均值将所有行业划分为关联度较高的行业和关联度较低的行业两类。分类回归结果见表6 第（1）（2）列，通过对比可以发现，与服务业关联度较高的出口企业所受影响更为明显。由此可以推断，服务业“营改增”对于企业出口产品质量的促进作用与其行业关联度正相关。

表6 行业异质性回归估计结果

2.行业要素密集度

劳动密集型行业在生产中需要投入大量劳务，而资本密集型行业则恰好相反，其生产过程中劳动使用量相对较少，“营改增”政策的效果可能受行业要素密集类型的制约。鉴于此，本文根据生产要素密集类型，将所有行业划分为资本密集型行业和劳动密集型行业两类。分类回归结果见表6 第（3）（4），不难发现，“营改增”政策对于资本密集型企业产品质量的提升作用较为明显，而对劳动密集型企业的影响并不显著。原因可能在于，劳动密集型企业本身具有劳务方面的优势，对外部劳务的需求相对较低，而资本密集型企业使用劳务量虽然并不多，但大部分却都需要通过外购获得，因而所受影响相对较高。

3.行业竞争程度

在“营改增”试点后，由于面临激烈的行业竞争，竞争性企业调整生产结构的意愿更为强烈。但实际上，垄断性企业凭借其垄断地位，可以获得大量超额收益，故而部门齐全、实力雄厚，调整生产结构的能力更为突出。为此，借鉴谢申祥等关于行业竞争程度的衡量方法，采用赫芬达尔指数来刻画行业间的竞争程度，然后依据其平均值将样本划分为竞争性行业和垄断性行业两类。分类回归结果见表6第（5）（6）列，与之前预期一致，“营改增”政策对于垄断性企业的出口产品质量提升幅度相对较高，而对竞争性企业的出口产品质量提升并不显著。

（二）企业异质性

1.企业规模

服务业“营改增”对于出口企业的作用强度，可能会因企业规模不同而有所差别。大型企业通常拥有完整的生产结构，在面临“营改增”政策时，将主要选择剥离服务部门成立新企业的方式，享受“营改增”带来的政策福利。即使试点前不存在单独的服务部门，大型企业外购劳务量也明显高于中小型企业，因此预期“营改增”对于大型企业的影响更为强烈。依据行业中企业规模的中位数，本文将样本企业划分为中小型企业和大型企业两类。分类回归结果见表7第（1）（2）列，“营改增”政策对于大型企业出口产品质量的提升作用确实更为明显。

2.企业发展阶段

表7 企业异质性回归估计结果

（三）产品异质性

1.产品差异化程度

企业间的产品差异化程度也可能会影响到“营改增”的实施效果。具体而言，由于异质化产品很难被其他产品所取代，提高产品质量对于企业生产和销售收益的提升并不明显，因此，生产差异化产品的企业将缺乏调整生产结构的动力。而对于生产同质性产品的企业而言，虽然产品很容易被其他产品所取代，但提高产品质量将有助于建立品牌和销售优势，故而在面对“营改增”政策时，此类企业调整生产结构的动力十足。为此，参考Rauch对于产品的划分标准，本文将所有企业划分为生产同质性产品的企业和生产异质化产品的企业两种类型。分类回归结果见表8 第（1）（2）列，与预期一致，“营改增”政策对于生产同质性产品的出口企业影响更为深刻。

表8 产品异质性回归估计结果

2.产品技术水平

六、影响机制检验

（一）中介模型设定

异质性分析初步证实了服务业“营改增”主要通过减税效应和分工效应两种方式来推动出口产品质量升级。为了进一步证实此结论，参考Baron等关于中介机制的检测方法，本文在式（1）的基础上采用逐步回归法检验上述两种中介途径的实际效果。为此，构建如下回归方程：

其中，代表中介变量，是“营改增”政策对企业出口产品质量传导影响的中介，包括企业一体化程度（）和企业税收负担（）两类变量。其中，一体化和专业化是企业经营方式的两端，故可以采用一体化指标来逆向衡量企业专业化程度。在一体化的具体衡量方面，具有代表性且被广泛应用的是价值增值法（value added to sales，VAS），即采用企业在产业链上的增加值与产品销售收入的比值衡量企业的一体化程度。然而，该方法容易将企业在盈利能力上的差异误读为企业在一体化程度上的差别，鉴于此，本文采用改进后的VAS法来衡量企业的一体化程度。

（二）机制检验结果

中介机制的检验结果见表9。在减税效应方面，第（2）列中政策交互项的估计系数显著为负，表明“营改增”实施后，试点地区出口企业的增值税税负出现明显下降，即“营改增”政策可以降低下游出口企业的税收负担，这与曹越等的研究相吻合。第（3）列中企业税收负担（）的估计系数同样显著为负，表明降低税收负担有助于提升企业的出口产品质量。综合第（2）（3）列结果可知，服务业“营改增”可以通过降低企业税收负担来促进其出口产品质量升级。

表9 中介机制检验估计结果

在分工效应方面，第（4）列中政策交互项的估计系数显著为负，表明服务业“营改增”可以显著降低企业的一体化程度，提升其生产专业化水平，印证了孙晓华等关于“营改增”实施效果的结论。第（5）列中企业一体化程度（）的估计系数同样显著为负，表明一体化程度的降低（生产专业化水平的升高）有助于提升企业的出口产品质量。综合第（4）（5）列结果可以进一步推断，服务业“营改增”可以通过提高生产专业化水平的方式促进企业出口产品质量升级。

需要特别关注的是，第（3）列中政策交互项的系数略高于第（5）列，显示在上海市试点中，分工效应的作用强度略高于减税效应。此外，第（6）列中政策交互项的估计系数并不显著，且各中介变量的系数值和显著性较第（3）（5）列均未发生大幅改变，表明上述两种中介变量的相关性较低，联合中介效应较强，本文所寻找的中介机制较为有效。至此再次验证了假说2，即服务业“营改增”主要通过降低企业税收负担和提高企业生产专业化水平两种渠道推动其出口产品质量升级。

七、结论与政策启示

在当前国际环境下，提高企业出口产品质量，增强产品国际竞争力，是我国出口贸易高质量发展的必由之路。本文聚焦“营改增”这项重大的税制改革措施，以上海市试点为例，基于2010—2013年我国制造业出口企业的微观数据，采用序列匹配和双重差分的方法，系统地探讨了服务业“营改增”对企业出口产品质量的影响及其机理。

研究发现，服务业“营改增”有助于促进企业出口产品质量的提升，并且这种作用在不同类型的企业间存在较为明显的异质性。从行业层面来看，“营改增”政策对于与服务业关联度较高、资本密集型以及处于垄断行业的企业作用更为明显；从企业层面来看，“营改增”政策的效果在大型企业和较为成熟的企业中更为突出；从产品层面来看，生产同质性产品和中等技术产品的企业受“营改增”政策的影响更为深刻。此外，进一步的机制分析还显示，服务业“营改增”主要通过降低企业税收负担和提高企业生产专业化水平两种方式推动其出口产品质量升级。

本文的研究具有如下政策启示。首先，“营改增”政策的实施不仅具有一般意义上的减税和激发企业活力的效果，更有提升企业出口产品质量的作用。作为一项税收调节政策，服务业“营改增”也起到了类似贸易政策的效果，即一种经济政策发挥多种积极作用，这为今后进行政策选择提供了新的思路和空间。其次，“营改增”政策的效果所体现出的异质效应，启示我们在贸易强国的征途中，需要考虑其他政策的协同和配合。异质性分析显示，“营改增”并未对与上游服务业关联度较低的企业、中小型企业、产品异质型企业的出口产品质量产生显著影响，而目前我国市场中仍存在大量上述类型的出口企业，因此，这些企业出口产品质量的提升仍然需要考虑通过其他类型的政策予以激励。最后，从供给侧结构性改革的角度来看，在“营改增”政策全面实施后，可以通过降低制造业税收负担和提高生产专业化水平两种方式促进企业出口产品质量升级，这无疑有助于完成深化供给侧结构性改革的目标，也有助于实现出口贸易的高质量发展。但随着供给侧结构性改革的深化，地方政府的财政压力将进一步凸显，如何实现财政的可持续发展，提高并完善财政的调控能力，都值得未来进一步深入探究。