◆李小奕 ◆左英姿

内容提要：作为供给侧结构性改革的重要工具，税收政策是促进制造业高质量发展直接和有效的政策措施。文章基于2009—2020年中国制造业上市公司和海关匹配数据，考察税制改革对中国制造企业出口产品质量的影响及其作用机制。研究发现：“营改增”税制改革降低了制造企业实际税负，显著提高了制造业企业出口产品质量。进一步研究发现，制造企业“脱实向虚”金融化行为能够有效提升“营改增”税制改革对出口产品质量的积极效应，而且“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量影响效应存在明显的企业属性、生命周期、融资约束和技术水平的异质性特征，在非国有企业、成熟期企业、融资约束强企业和高技术行业企业中积极作用尤为突出。研究结论不仅有助于理解税制改革对制造企业出口产品质量的影响，也为理解中国制造业“脱实向虚”作用提供一个新的经验证据。

一、引言

随着中国经济发展进入新时代，制造业高质量发展被描述为“经济发展中的重大战略任务”。为了促进制造业高质量发展，提高中国制造出口产品的附加值，“十四五”规划纲要明确指出要继续推动制造强国、质量强国建设，优化中国制造出口商品质量和结构。长期以来，中国制造企业积极参与全球价值链分工体系，实现出口贸易的持续快速增长，我国也逐渐成为工业体系最完备的第一制造业大国。然而，在国际分工体系中，当前中国制造业仍处于全球价值链低端，主要扮演生产加工的角色。在单边主义、贸易保护主义盛行以及产业结构转型加速的背景下，如何提升制造业出口产品的质量，实现产业转型升级和提升中国制造产品在全球价值链位置，成为亟需解决的重大难题。

如何有效提升出口产品质量，关键是精准识别影响制造企业出口产品质量的主要因素。已有研究表明，中间品进口（许家云等，2017）、政府补贴（张洋，2017）、产业集聚（刘洪铎等，2016；苏丹妮等，2018）、人民币升值（许家云等，2015；余淼杰等，2017；毛日昇等，2021）、国有企业改制（王海成，2019）等均对出口产品质量提升具有积极的影响，而融资约束（CrinòR，2017；孔祥贞,2020）、经济政策不确定性（谢申祥等，2020）则阻碍制造业出口产品质量的提升。税收政策历来是政府实施宏观调控的有力工具，能对制造企业生存发展、科技创新和融资约束等产生积极的作用（柳光强，2016）。然而，通过文献梳理发现，仅有刘怡和耿纯（2016）、盛丹（2020）、谢申祥和范鹏飞（2020）研究了进出口退税政策改革对企业出口产品质量的影响。“营改增”作为近年来中国最重要税制改革，但鲜有文献关注其对制造业出口产品质量的影响。

制造企业资金“脱实向虚”的金融化趋势，近年来引发实务界与理论界广泛关注。企业“脱实向虚”主要是指以制造业为主体的实体企业将大量生产经营资金转投金融、房地产等虚拟经济，造成制造实体企业资金在一定程度表现出“脱实向虚”行为（杜勇，2016）。肖忠意和林琳（2019）研究发现，制造业资金“脱实向虚”能够增加资产的流动性、有效缓解融资约束、保障企业主业发展，并间接促进企业产品质量的提升。但也有研究认为，制造企业“脱实向虚”削弱了制造企业的社会产品供给能力，影响了制造业资本结构动态调整，侵蚀了金融部门对制造业的服务功能，最终抑制制造企业出口产品质量的整体提升（程凯和杨逢珉，2020）。“营改增”税制改革能够降低制造业税收负担，提高实体投资收益率，引导制造业资金“脱虚向实”（彭俞超等，2017）。制造业企业资金“脱实向虚”金融化行为对“营改增”税制改革与出口产品质量起何种调节作用呢？

相比既有研究，本文边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，在研究视角上，利用“营改增”税制改革外生政策冲击构建制造企业税负变化，有效缓解制造业税负可能存在的内生性问题，更好识别税制改革影响制造企业出口产品质量的实质性效果；第二，在作用机制分析上，研究了制造企业金融化对“营改增”税制改革影响制造业出口产品质量调节效应，为理解制造企业金融化作用提供了新的经验证据；第三，在研究内容上，从异质性的视角，考虑了企业生命周期、所有制性质、融资约束和行业技术水平等方面差异，对税制改革以及金融化调节作用的影响效应进行拓展分析，为针对性的税收政策制定和实体企业金融化研究提供了新的启示。

二、理论分析与研究假设

（一）“营改增”税制改革与制造企业出口产品质量

首先，由于产品质量升级需要投入资金多且风险大，制造企业有可能难以吸引到产品升级所需的外源融资，因而留存收益成为制造企业进行产品质量升级投资的主要资金渠道。“营改增”税制改革降低了制造企业税负（陈钊和王旸，2016；李永友与严岑，2018），使得制造企业内部留存现金流增加，为制造企业产品质量升级提供可靠内源融资，而且还为制造企业产品质量升级提供了风险保障，增强制造企业应对产品升级投资风险的能力（Mukherjee，2017）。“营改增”降低制造企业的税收成本，意味着制造企业产品质量升级投资项目的预期投资收益上升，能够有效刺激制造企业进行产品质量升级改造的积极性，促进制造企业抓住“营改增”税制改革时机，把有限资源投入到产品质量升级改造中。其次，制造企业税负下降, 减少税制结构不合理对资本配置结构的扭曲，促进制造业专业化分工，促使制造企业集中更大的资源来提升主业，进而优化资本在整个制造业链条上的结构配置，最终助推制造企业产品质量提升（陈钊和王旸，2016）。最后，“营改增”税制改革的减税效应缓解了企业的内部融资约束，减少制造企业未来经营的不确定性，对制造企业绩效和整体价值的提升有显著的积极作用。这为外部投资者提供一种积极投资利好信号，从而有助于增加外部融资，降低外部融资成本，进一步缓解产品质量升级所需资金的约束，最终有助于制造企业出口产品质量的提升（范子英和彭飞，2017）。

据此提出研究假设H1：“营改增”税制改革通过降低制造企业税收负担能有效刺激出口产品质量的提升。

（二）制造企业“脱实向虚”对“营改增”与出口产品质量的调节作用

经济金融化进程加快制造企业金融资产的配置，造成制造企业经济行为的重心从传统贸易和生产转向金融领域，影响企业出口产品质量升级（Foster，2018）。现有研究普遍认为制造企业“脱实向虚”金融化行为具有“蓄水池”效应（杜勇等，2017；鞠晓生等，2013）。“脱实向虚”金融化的“蓄水池”效应可以在制造企业资金约束时，有效缓解企业的外部融资困境（郭丽丽和徐珊，2021）。同时，制造企业将闲置资金进行短期的金融资本投资，能够增加企业利润，从而促进制造实体企业主业的发展（杜勇等，2017；李小奕，2018）。制造企业金融化“蓄水池”效应，还能有效降低制造企业外部融资成本（刘贯春，2017）。因此，制造企业“脱实向虚”金融化“蓄水池”效应，为产品质量升级提供资金支持，可能在“营改增”与制造企业出口产品质量之间产生正向调节作用。但是，资源依赖理论认为，制造企业的资金是有限的，“脱实向虚”使企业的投资重心偏向虚拟经济，对企业产品质量升级投资形成挤出效应，造成企业在产品质量提升上的资金供给不足（王红建等，2017）。此外，企业管理层很有可能基于业绩压力，将资金投到高风险金融资产“脱实向虚”行为减少产品质量升级的资金投资，进而抑制产品质量升级（Sen，2015）。尽管“脱实向虚”具有提升企业融资能力的作用（Gehringer，2013），但不合理的金融资产配置也可能减少企业的资本积累，对制造企业的出口产品质量升级产生不利影响。因此，制造企业“脱实向虚”金融化行为在“营改增”税制改革与企业出口产品质量之间产生何种调节效应，主要取决于“脱实向虚”企业金融化的配置动机。

基于上述理论分析，据此提出以下研究假设：

H2：制造企业“脱实向虚”对“营改增”税制改革影响出口产品质量的提升具有正向促进作用。

H3：制造企业“脱实向虚”对“营改增”税制改革影响出口产品质量的提升具有负向阻碍作用。

三、研究设计

（一）模型设定

中国“营改增”税制改革是逐步推行的，2012年开始在上海实施，随后扩展到浙江省、安徽省、江苏省等8个试点地区，最后推广至全国。借鉴陈钊和王旸（2016）、李永友和严岑（2018）等处理方法，以2012年进行“营改增”税制改革的上海地区制造企业作为处理组，以2013年之后其余省份制造业企业作为控制组，构建了如下模型：

模型（1）用以检验“营改增”税制改革对制造企业税收负担的影响，检验时主要关注回归系数β3的符号及其显著性，若β3〈0，则表明“营改增”显著降低了制造企业税负。模型（2）和模型（3），用以检验“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的影响以及“营改增”是否通过降低制造企业税收负担来影响出口产品质量提升。若模型（2）β3〉0,则表明“营改增”税制改革促进制造业企业出口产品质量提升。若模型（3）β3〈0，则表明“营改增”通过降低制造企业税收负担促进出口产品质量提升。

其中，i表示制造企业，t表示时间，被解释变量Qualityit是制造企业出口产品质量，Postit为时间虚拟变量，Treatit为处理组虚拟变量，Treatit×Postit为制造企业虚拟变量与时间虚拟变量的交互项，用于估计“营改增”税制改革的影响效应，Taxit表示制造企业i在第t年的流转税税负，Xit是控制变量组，φt和αi分别为时间与企业固定效应，εit为随机误差项。考虑到中国不同省份相互独立性较强，为保证结论可靠，在省份层面对制造企业进行聚类调整。

（二）变量定义

1．被解释变量

（1）制造企业出口产品质量。由于数据以及测算方法的限制，早期文献以产品价值作为出口商品质量衡量指标，但产品价值指标受到变量构建依据的约束，不能准确地衡量出口产品质量真实情况。Khandelwal等（2010）首次采用事后推算方法测量出口产品质量，即在出口产品价格不变情况下，根据产品的市场份额与产品质量呈正相关关系，测算出口产品的质量。借鉴Khandelwal等（2010）的处理方法，对制造企业出口产品质量进行测算，具体测算过程如下：

其中，lnqimt代表制造企业出口数量，lnpimt表示制造企业产品出口价格，χimt为进口国时间虚拟变量，其下标分别为制造企业i、进口国m、年份t。参照Broda（2006）的研究，估计中国HS8分位产品替代弹性。

为了便于产品质量跨期比较，对数据进行标准化处理：

其中，maxqualityimt、minqualityimt分别表示某HS8分位制造企业产品的最高产品质量和最低产品质量。

（2）制造企业税负

为了验证“营改增”税制改革后制造企业税负的变化，参考范子英和彭飞（2017）的做法，以制造企业实际缴纳的营业税和增值税之和除以营业收入来测算制造企业流转税税负。

2.控制变量

参考范子英和彭飞（2017）、李小奕（2018）的做法，从制造企业财务状况、经营成果等方面选择控制变量：（1）资产周转率（ast），以制造企业当期营业收入与制造企业总资产的比值来衡量。（2）企业规模（size），以制造企业总资产的对数来衡量。（3）制造企业全要素生产率（tfp），采用半参数估计的LP方法计算制造企业全要素生产率。（4）企业年龄（age），以统计当年年份减去企业成立年份来衡量。（5）企业盈利能力（profit），使用制造企业净利润除以总营业收入来衡量。（6）资产负债率（lev），使用制造企业总负债除以总资产来衡量。

（三）样本选择与数据来源

本文研究数据主要源自国泰安数据库、中国海关数据库。借鉴李小奕和廖东声（2020）做法，对样本数据进行以下处理：（1）剔除样本期内ST、*ST的制造企业样本；（2）剔除存在缺失值、异常值或负值的制造企业；（3）剔除资不抵债的制造企业；（4）删除2009年以后上市的制造企业。同时为了避免制造产品质量测算误差，仅保留一般贸易制造企业，按企业名称将上市公司数据与海关数据进行匹配。主要变量的描述性统计见表1 。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证分析

（一）“营改增”税制改革对制造企业税负的影响

为考察“营改增”税制改革对制造企业税负的影响，对基准模型（1）进行回归，回归检验结果报告于表2。表2第（1）列未控制企业特征变量，“营改增”税制改革对制造企业税负的回归系数显著为负，说明在不考虑控制企业特征变量的情况下，“营改增”税制改革对制造企业税负起到了显著的降低作用。表2第（2）列为控制企业的特征性变量之后的回归结果，从回归结果可知即使控制企业特征变量，“营改增”税制改革仍对制造企业税负下降起到显著作用，也就是说“营改增”税制改革对制造企业具有减税效应。

表2 “营改增”税制改革对企业税负的影响

（二）“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的影响

表3报告了“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的影响回归结果。表3第（1）列为仅控制了企业个体及时间固定效应的简单回归估计，结果显示“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量影响的回归系数在1%的统计水平上显著为正。表3第（2）列加入了一系列控制变量后的回归系数仍显著为正，说明“营改增”税制改革显著提高了制造企业的出口产品质量。同时，考察“营改增”税制改革是否是通过降低税负来影响制造企业出口产品质量提升。表3第（3）列制造企业流转税负和“营改增”税制改革的交互项（Treat×Post×Tax）的回归系数显著为负，说明“营改增”税制改革降低了制造企业税负，增加企业现金流，激励企业将更多资金投资到产品质量升级改造，进而促进制造企业出口产品质量的提升。研究假设H1得以验证。

表3 “营改增”税制改革对企业出口产品质量的影响

Treat×Post×Tax -0.210***（0.0702）ast 0.0480*（0.0280）0.0493*（0.0282）tfp -0.00533（0.0301）-0.00672（0.0310）size 0.00678（0.0212）-0.00268（0.00445）profit 0.0294（0.0703）0.00597（0.0214）age -0.00293（0.00475）0.0484（0.0725）lev -0.0631**（0.0300）0.648*（0.333）观测值 4308 4308 4308 R2 0.841 0.842 0.842-0.0670**（0.0298）企业固定效应 是 是 是年份固定效应 是 是 是常数项 0.639***（0.000236）0.603*（0.337）

（三）“营改增”税制改革影响的动态效应

为考察“营改增”税制改革实施后影响制造业企业出口产品质量的长效机制，引入四个时间虚拟变量Post2012、Post2013、Post2014、Post2015，分别表示“营改增”税制改革试点实施当年以及滞后一年、滞后两年、滞后三年的动态回归结果。表4列示“营改增”政策的滞后效应检验回归结果，表4第（1）、（2）分别是加入控制变量之前和之后的回归结果，结果显示Treat×Post2012、Treat×Post2013、Treat×Post2014和Treat×Post2015均通过统计显著性检验，对应的回归系数依次为0.0315、0.0183、0.0442、0.0504和0.029、0.0124、0.0392、0.0482，说明“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量提升有一定促进作用,但可能由于“营改增”政策提出的当年，制造企业积极利用政策优势开展技术创新投资、新产品研发和固定资产更新改造，之后形成了一个缓冲期，到“营改增”政策实施第三、四年政策效应得以充分释放，制造企业出口产品质量得到持续提升。

表4 “营改增”税制改革影响的动态效应

（四）稳健性检验

上述分析得到的一个重要的结论是，“营改增”税制改革能显著促进制造企业出口产品质量提升。为了进一步考察回归估计结果的可靠性，本文从不同角度进行稳健性检验。

1.改变被解释变量测算方法

作为被解释变量，制造企业出口产品质量的指标选取与测算是否准确至关重要。为防止指标选择性偏误，将制造企业出口产品质量测算方式替换为以下两种：一方面，采用Khandelwal等（2013）使用的替代弹性σ重新度量。另一方面，为了避免回归结果受到内生性的影响,以目的国以外的市场平均价格作为工具变量，重新测算制造企业出口产品质量。具体检验结果见表5第（1）至（3）列。由回归结果可知，“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量影响的回归系数在1%统计水平显著为正。也就是说无论是更换σ取值，还是采用工具变量来计算制造企业出口产品质量，“营改增”的实施均显著提高制造企业出口产品质量，也就是说基准回归的结果是稳健的。

表5 稳健性检验

2.安慰剂检验

运用安慰剂检验方法来识别“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的影响，将“营改增”税制改革实施时点向前推了一年，检验制造企业出口产品质量的提升并非由“营改增”税制改革导致的结果。将“营改增”税制改革实施时点向前推一年，重新对模型（2）进行回归。如果“营改增”税制改革的实施是引起制造企业出口产品质量变化的原因，那么制造企业的出口产品质量在“营改增”税制改革实际实施之前的年份应该没有显著变化。表5第（4）列报告了安慰剂检验的结果，Post×Treat的估计系数没有通过显著性检验，也就是说制造业出口产品质量变化确实是由“营改增”税制改革引起的，基准回归结论是稳健的。

3.PSM-DID检验

由于“营改增”税制改革的实施采用了逐步推广办法，因此样本可能存在自我选择性问题。为排除这一内生性选择偏差，保证基准回归结果的准确性，采用临近匹配法对实施“营改增”税制改革试点的样本与未实施“营改增”试点的样本进行1:1匹配，对匹配后的样本重新进行回归分析。表5中的列（5）为PSM-DID回归结果，可以看出，进行匹配后的回归结果系数、符号和显著性水平与基准回归结果基本一致，进一步验证了“营改增”税制改革显著促进了制造业出口产品质量提升。

4.财政补贴

财政补贴是中国政府为实现优化资源配置和特定的经济社会发展目标，无偿给予企业的货币性资产或非货币性资产（柳光强，2016）。近年来为了促进制造企业口产品质量升级，政府实施了一系列的财政补贴政策，提供了大量财政资金补助。作为支持制造企业转型升级的重要政策工具，财政补贴可能与税收政策存在相同的政策传导路径，对制造企业出口产品质量产生类似的影响。为了排除政府补贴的干扰，本文在模型（2）基础上加入政府补贴作为控制变量，表5中第（6）列为回归结果，说明即使充分考虑了政府补贴因素之后，“营改增”税制改革仍然能够促进制造企业出口产品质量提升。

五、 影响机制与扩展分析

（一）影响机制检验

前文估计回归结果表明，“营改增”税制改革显著提高了中国制造业企业出口产品质量。理论分析认为“脱实向虚”金融化行为是“营改增”税制改革作用于制造企业出口产品质量的一个重要因素，那么制造企业“脱实向虚”对“营改增”税制改革与出口产品质量究竟具有何种调节效应呢？本文参考王桂军和卢潇潇（2019）的做法，将制造企业“脱实向虚”作为调节变量置于基准模型，以分析“营改增”税制改革作用制造企业出口产品质量的内在机制。

其中，制造企业“脱实向虚”金融化采用金融资产占总资产的比值来定义，制造企业“脱实向虚”计算公式为：制造企业“脱实向虚”程度=（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额）/总资产。

表6中的列（1）和（2）是制造企业“脱实向虚”作为调节变量的回归结果，Treat×Post×Fin的回归系数为正，且通过1%统计显著性水平检验，这表明“脱实向虚”能够增强“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的提升作用，制造企业“脱实向虚”的确是“营改增”税制改革助推中国制造企业出口产品质量的重要路径。这也说明中国制造企业配置金融资产发挥“蓄水池”作用，扩大“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的正向激励效果。研究假设H2得以验证。

表6 金融化视角下“营改增”对制造企业出口产品质量的影响

（二）异质性分析

不同类型的制造业企业在政策扶持力度、投资机会等方面存在显著差异，“营改增”税制改革对制造业企业出口产品质量的影响，以及制造企业“脱实向虚”调节作用的发挥，可能因企业类型不同而存在差异。基于此，本文从企业生命周期、企业产权性质、企业融资约束程度和行业技术水平异质性分别进行分组检验，以期获得更为精确的研究结论。

1.企业生命周期

从企业生命周期来看，不同阶段的制造企业在创新动力、投资倾向、风险偏好等方面均表现出明显差异性。借鉴王桂军和卢潇潇（2019）的做法，使用财务综合指标法将制造企业经营阶段划分为成长期、成熟期和衰退期，以考察制造企业不同生命周期中“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的影响。结果如表7第（1）-（3）列所示，制造企业处于不同生命周期，“营改增”税制改革均促进了制造企业出口产品质量提升，但成熟期企业出口产品质量的提升作用显著大于成长期和衰退期企业，这可能因为成熟期的企业已经完成了前期的资本积累过程，占有一定的市场份额，产品销量和企业盈利较为稳定，企业倾向于寻求新的增长点，此时“营改增”税制改革的实施有利于制造企业将资金投入到产品质量升级中。成长期的企业正处在学习和模仿阶段，缺乏发展资金，尚未形成完善的研发体系，倾向于购置机器设备、建设厂房，因而“营改增”税制改革对成长期企业出口产品质量的影响弱于成熟期企业。而衰退期企业主营业务往往属于落后产业，机器设备和技术都比较落后，进一步提升的空间有限，“营改增”税制改革也难以促进企业持续创新。表7第（4）-（6）列是在考虑“脱实向虚”因素后回归估计结果，可以看出制造企业“脱实向虚”对成长期、成熟期制造企业的调节作用强于衰退期企业。这可能因为对于成长期企业来说，自有资金难以满足企业创新需要，而外部资金可得性低,其强烈的融资需求导致企业资金配置“蓄水池”效应的作用更加突出，因而成长期的制造企业“脱实向虚”对“营改增”税制改革政策效应的正向调节作用最为显著。而由于成熟期企业具有稳定的利润和持续的现金流，处于企业盈利性较高、生产性投资较好的阶段，因而“脱实向虚”对“营改增”税制改革的正向调节作用相比成长期企业差。衰退期的制造企业面临资金困境，金融资产配置不足，故其“脱实向虚”在“营改增”税制改革的积极作用中正向调节效应最小。

表7 基于制造企业生命周期的异质性分析

2.企业产权性质

企业属性是影响出口产品质量差异一个重要因素（程凯和杨逢珉，2020）。考虑不同产权性质的制造企业在资金支持、受政府保护以及政策鼓励等方面的差异。按产权性质将制造企业划分为国有与非国有二类企业，进一步考察“营改增”税制改革对不同所有制性质企业出口产品质量的影响。估计结果如表8第（1）和（2）列所示。从表8可以发现，无论是国有企业还是非国有企业，“营改增”税制改革均有利于制造企业出口产品质量的提高，但相比之下，“营改增”税制改革对非国有制造企业出口产品质量提升的积极效果更大。原因可能是国有企业和非国有企业承担的社会责任存在差异，对税收政策反映的敏感程度也不同。中国的国有企业承担着促进经济发展和保障人民利益的社会责任，并非以盈利为绝对目的，对税收成本不够敏感。非国有制造企业具有更加灵活的市场应对机制，凸显了“营改增”减税的效应。表8（3）和（4）列是考虑“脱实向虚”影响因素的回归结果，可以看出制造企业金融化对国有企业及非国有企业均起到正向调节作用，且该调节作用在非国有制造企业更明显。其原因可能在于：“脱实向虚”能够将金融资产与企业研发投入的风险特征相互匹配，在提升金融资源配置效率等方面发挥关键作用，但国有企业在资源禀赋和融资支持等方面具有明显优势，其融资约束相对较轻，且国有企业存在委托代理问题严重，对于产品质量转型升级投入的热情不足，而非国有企业面临的融资约束较为严重，企业“脱实向虚”可在一定程度上缓解融资约束。因此，非国有企业更有动机进行金融资产投资，以应对产品质量升级给企业带来的潜在经营风险，“脱实向虚”的正向调节作用在非国有企业中更为明显。

表8 基于企业所有权性质的异质性分析

3.企业融资约束

融资约束是影响企业出口产品质量的重要原因（李小奕和廖东声，2020）。为进一步考察“营改增”税制改革对不同融资约束程度制造企业出口产品质量的影响，本文构建制造企业融资约束指数。表9为不同融资约束水平下“营改增”税制改革影响制造企业出口产品质量的回归估计结果。回归结果显示“营改增”税制改革对不同融资约束程度制造企业出口产品质量均有促进作用。但相对于低融资约束的制造企业，“营改增”税制改革对融资约束较大的制造企业出口产品质量提升作用更为显著。可能的原因是相对于融资约束较小的制造企业而言，融资约束较大的制造企业更可能因资金短缺而无法根据其现实需要进行产品升级，从而抑制出口产品质量提升。“营改增”减税效应能有效缓解制造企业融资约束，在一定程度上解决受融资约束较大企业的资金需求。在考虑“脱实向虚”金融化因素后，发现“脱实向虚”仅对强融资约束制造企业出口产品质量发挥正向调节作用。可见，中国制造企业是出于“蓄水池”动机配置金融资产，其金融资产投资能提升企业产品质量。

表9 基于企业融资约束的异质性分析

0.117（0.488）N 2040 2268 2040 2268 R2 0.879 0.815 0.846 0.839控制变量 是 是 是 是企业固定效应 是 是 是 是年份固定效应 是 是 是 是常数项 0.635（0.456）-0.492（0.521）0.597*（0.341）

4.行业技术水平

不同制造企业行业的创新需求和动力具有明显异质性，对政策敏感度也存在差异（张玉等，2016）。长期以来,中国制造企业凭借低成本优势在低技术行业保持竞争力,但在依靠质量、品牌等非价格竞争的高技术行业面临明显的不足。为考察“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的作用是否在不同行业技术水平存在异质性，借鉴段军山（2021）的方法，将制造业行业分为高技术行业和低技术行业两类。回归检验结果发现，“营改增”税制改革对高技术行业的出口产品质量的提升作用强于低技术行业。在考虑金融化因素后，金融化仅在高技术行业企业出口产品质量的提升中发挥显著的正向调节作用。可能的原因是，高技术行业企业高度依赖于研发创新，在技术创新和研发投入强度方面高于低技术行业企业，对资金的需求也更为强烈，对税收政策也更为敏感，受益也可能更多。“营改增”税制改革使得制造企业产业链条延长、税负下降，推动高技术行业制造企业开展产品质量升级的研发活动，进而提高企业出口产品质量。

表10 基于行业技术水平的异质性分析

六、结论及政策启示

在中国制造日益融入全球价值链分工体系的进程中，出口产品竞争力不足仍是影响中国制造业迈向全球价值链中高端的短板，因而提升中国制造企业出口产品质量是实现中国制造强国的关键所在。

本文通过测算中国制造企业出口产品质量，从制造企业“脱实向虚”的视角，考察了“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的影响效应与作用机制。得出以下主要结论：第一，“营改增”税制改革降低制造企业税收负担，促进制造企业出口产品质量的提升。第二，制造企业“脱实向虚”金融化在“营改增”税制改革影响出口产品质量中起正向促进作用，制造企业“脱实向虚”的金融化行为是提升出口产品质量的有效途径。第三，“营改增”税制改革对制造企业出口产品质量的影响具有显著异质性，其对非国有企业、成熟期企业、强融资约束企业以及行业技术水平较高制造企业的积极效应尤为突出。研究结论既丰富“营改增”税制改革经济效应的研究，也为理解企业“脱实向虚”金融化行为对税制改革与制造企业出口产品质量的影响提供了新的分析视角。

根据研究结论，对如何实施更有效的税收政策，提升制造企业出口产品质量，促进制造企业高质量发展，具有以下重要的政策启示：第一，加强对制造企业的税收政策支持，切实减轻制造企业税收负担。税负对制造业企业出口产品质量产生直接影响，关系到制造企业的生产经营，减轻税收负担可以为制造企业产品质量升级提供动力。第二，引导制造企业理性配置金融资产，充分发挥“脱实向虚”金融化行为正向调节作用。充分认识和利用金融化对实体企业的影响，引导制造企业合理配置金融资产，保障其有充足资金进行产品质量升级，发挥金融化正向调节作用。同时，政府应当鼓励企业将资金投入到产品质量提升的研发领域，防止企业过度追求利润最大化而忽视实体投资造成虚拟经济对实体经济的挤出效应。第三，提高税收政策的有效性、精准性和协调性。税制改革的政策效果随着企业属性、生命周期、融资约束程度和技术行业水平不同存在显著异质性特征。精准的税收政策可以促进高新技术产业和高附加值产品的升级，调整国内制造业产业布局，提高制造企业出口产品附加值，利于实现中国制造产品向全球价值链的中高端攀升。