“雙重嵌入”能提升企業產能利用率嗎※
——來自中國制造業企業調查數據的經驗證據

內容提要：基于世界銀行關于中國制造業企業的微觀調查數據，實證檢驗了既嵌入本地產業集群又嵌入全球價值鏈的“雙重嵌入”對企業產能利用率的影響。結果顯示，在控制其他條件不變時，“雙重嵌入”對企業產能利用率具有顯著且穩健的正向促進作用，其主要通過重置內部生產和緩解資源錯配實現企業產能利用率的提升。企業面對的法律環境和公共基礎設施不同，“雙重嵌入”對產能利用率的影響也有所不同，“雙重嵌入”對企業產能利用率的促進作用在法律環境較好的地區優于法律環境較差的地區，在公共基礎設施完善的地區優于公共基礎設施欠缺的地區。據此，從企業和政府角度提出對策建議，保證企業“雙重嵌入”的順利運轉，以發揮其在雙循環背景下穩定經濟增長的重要微觀主體作用。

一、 引言與文獻綜述

改革開放后特別是加入世界貿易組織以來，得益于全球生產網絡的層層切片及中國自然資源和廉價勞動力的豐富供應，全球經濟中的“位置悖論”被打破(Porter，1998)，中國產業發展逐漸形成地方集聚與全球分散共存并有機接軌的“結構樹”模式，組織上具體表現為企業既嵌入本地產業集群又嵌入全球價值鏈的“雙重嵌入”形式(劉志彪和吳福象，2018)。“雙重嵌入”使大量中小企業抱團參與全球價值鏈，并基于其比較優勢專注于特定領域生產，帶來中國經濟產值、貿易總量的飛速躍升，近20年來，國內生產總值平均環比增長11.86%，進出口貿易總額平均環比增長11.57%，但需要注意的是，該成果的背后是大進大出的“底部代工”，容易造成重復引進、趨同生產等增長假象。由此看來，推動經濟發展方式轉變的著眼點非止于經濟總量的擴張，更在于經濟質量的提升(劉志彪，2019)，即促進產品結構的升級換代，減少低效率的產能過剩(范劍勇和馮猛，2013)。據統計，2006年以來，全國工業產能利用率年均值一直徘徊在76%左右，低于歐美國家統計的合意區間下界，這顯然不利于產業升級與經濟可持續發展，長此以往，將面臨陷入“拉美陷阱”的風險，即經濟于高速運轉中原地踏步(Gereffi和Hempel，1996)。中共十九大明確提出深化供給側改革，堅持去產能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板、優化存量資源、擴大優質增量供給、實現供需動態平衡等目標，《中國制造2025》也制定了深入推進制造業結構調整，推動傳統產業向中高端邁進，逐步化解產能過剩等舉措。上述政策無不體現了政府提升企業產能利用率、減少低端無效供給的決心與態度。那么，在雙循環發展背景下，隨著企業“雙重嵌入”態勢的蓬勃發展，其產能利用率發生了怎樣的變化？兩者之間又存在怎樣的關聯機制？上述問題有必要給予詳細探究，以判斷企業未來運行模式與提質增效路徑。

與本文主題相關的文獻可以歸納為兩類。一是關于企業“雙重嵌入”問題的研究，主要探討企業“雙重嵌入”對企業績效與競爭能力的影響。目前國內外關于地方和全球經濟分析主要集中在產業集群和全球價值鏈的單項研究，關于企業“雙重嵌入”的研究較少。國外學者的研究側重于原子式企業內外部聯系的作用討論。Mcevily和Zaheer(1999)通過對美國制造商的分層抽樣檢測，提出企業在關系網絡中的嵌入是獲得競爭力的重要來源，地理集群中的企業若能具備豐富的橋梁網絡，并與區域機構保持聯系，就能很好地獲取信息、想法和機會。Bathelt等(2002)探討了經濟活動的集聚及與知識創造的空間關系，認為企業需要超越地理集群邊界，建立通往其他地方知識體系的通道以促進企業成長。Lee等(2010)基于韓國初創科技企業數據，考察了內部能力和外部網絡對企業績效的影響，其中，內部能力對企業績效具有顯著促進作用，外部網絡中只有與風險投資相關的聯系能預測企業績效。國內研究側重于對比分析或采用交互項來估計出口集聚的生產率效應。趙永亮等(2014)針對中國30個省份的全要素生產率測算和相應的核密度對比，認為集聚出口環境下的企業具有生產率優勢，雙重學習能力和異質性程度明顯。陶鋒等(2018)基于出口頻率進行分組比較，發現地方集聚對企業生產率的影響依賴于企業出口頻率，產業集聚不利于純內銷企業的生產率提升，但有利于經常出口企業的生產率增長。蘇丹妮等(2020)分析了全球價值鏈和產業集聚對企業生產率的交互作用，認為全球價值鏈分工地位的提升削弱了本地化產業集聚對企業生產率的正向影響。二是關于企業產能利用率問題的研究，主要探討企業產能過剩的原因及產能利用率的影響因素與提升策略。國內外的研究側重有所不同。國外學者多認為產能利用率是調整企業經營政策的工具，并未予以過多關注。最經典的當屬Spence(1977)的競爭保持理論，即寡頭壟斷企業保持一定的閑置產能可以作為應對競爭者的“報復裝置”從而提高產業進入壁壘。Dixit(1980)鑒于不可撤銷的投資事實對上述論點提出質疑，認為企業并不希望建立那些若競爭者沒有進入就會閑置的產能，并指出已建立閑置產能的企業可通過改變初始條件而獲利，但該觀點有一定的前提限制。Bulow等(1985)、Allen等(2000)對上述爭論重新驗證并恢復了Spence(1977)的初始直覺，認為持有一定的閑置產能可以有效阻止潛在競爭者的大規模進入。國內研究基于中國市場競爭的非完全性主要側重于產能過剩的原因及產能利用率的影響因素探討。認可度最高的當屬林毅夫(2007)率先提出的由有限理性和信息不對稱導致的“投資潮涌”現象，該論點成為中國產能過剩研究的重要源起。王文甫等(2014)基于大企業和中小企業的模擬對比分析，認為地方政府干預導致了嚴重的非周期性產能過剩。賈潤崧和胡秋陽(2016)通過測算中國制造業企業的產能利用率，發現市場過于分散、企業規模過小是產能利用率低下的主導因素，地方政府的重復建設在其中起推動作用。

總體而言，目前文獻缺乏對企業“雙重嵌入”與產能利用率關系的直接研究，本文試圖在以下方面做出突破：首先，首次將“雙重嵌入”引入計量視野并將其與產能利用率納入同一框架，不同于前人的分組比較和交互代理，本文直接設置“雙重嵌入”變量，探討“雙重嵌入”對企業產能利用率的影響，研究視角更為直觀，研究方法更為新穎；其次，運用中介效應模型，對“雙重嵌入”與企業產能利用率之間的關聯機制與影響路徑進行推理和演繹，研究框架更為清晰，研究內容更為充實；再次，與宏觀地域和中觀產業數據不同，本文使用世界銀行對中國企業執行的微觀調查數據，對“雙重嵌入”與產能利用率之間的關系進行實證檢驗，研究過程更為詳實，研究結果更為客觀；最后，對于模型中可能存在的內生性問題，本文嘗試采用處理效應模型和更換大樣本數據進行應對，較大程度上提高了研究結論的真實性與可靠性。

二、 機理分析與研究假設

根據企業微觀生產和宏觀調配等生產鏈條安排，本文將產能利用率分為重置內部生產和緩解資源錯配兩個維度，兩者均旨在提升產品適配度，縮小實際生產和潛在目標之間的差距，進而提升企業產能利用率。

重置內部生產側重于通過加強集約生產、增加后方補給來發揮作用。首先，“雙重嵌入”能夠增強企業生產設備的流通，實力較強的企業通過將陳舊設備轉移到集群中的同類落后企業，通過轉移邊際資產進行松綁，為引進先進設備騰出空間，更新生產規格，降低資產專用性，保持產能更新(戴翔等，2018)；其次，“雙重嵌入”能夠整合本地集群與全球價值鏈中的人力資本合作，對從全球廣泛涉獵的技術溢出進行篩選與過濾，并輸送到集群內部進行深度開發，促進生產技術廣度與深度的有機結合，增強企業的吸收與應用能力，更好地服務于產品生產；最后，“雙重嵌入”能夠通過集體組織和協調行動，克服中小企業的單獨行動，打造分工清晰、前后關聯的企業簇群，并與全球價值鏈深入對接，形成塊狀鮮明、鏈式緊湊的完整產業結構，擴大資源選擇范圍，緩解有效供給不足(Vijay，2009)。

緩解資源錯配側重于通過合理配置企業直接和間接、主要與次要生產活動來發揮作用。首先，“雙重嵌入”能夠提高市場活躍度，增強企業對合作對象和競爭對手的選擇空間與識別能力，打造集群內部良好的競合關系，增強本土企業應對國際大買家的討價還價能力，拓展企業生產邊界(劉志彪和凌永輝，2020)；其次，“雙重嵌入”能夠通過企業外包服務的應用，深化管理、研發、財務、法律、風險評估等區域服務機構的支持力度，減少市場失靈、體制扭曲等惡性競爭與政府尋租問題，增強企業資源投放聚焦力與全球參與能動性，促進產品深度開發；最后，“雙重嵌入”能夠促進企業組織的扁平化發展，本土強大的后援支撐能夠促使企業精簡庫存，減少生產冗雜與信息超載，摒棄集群中企業機構臃腫、各自為政等現象，通過企業內部能力集成和外部創新關聯專注于新技術研發與國際產能合作，減少低端無效生產(Carlino和Kerr，2015)。綜上所述：本文提出以下研究假設：

假設1：“雙重嵌入”能夠顯著提升企業產能利用率；

假設2：“雙重嵌入”主要通過重置內部生產和緩解資源錯配實現企業產能利用率的提升。

為進一步驗證“雙重嵌入”相較于“單重嵌入”在提升企業產能利用率方面是否確實存在優勢，本文同時對單重嵌入產業集群和單重嵌入全球價值鏈的產能利用率效應進行分析。對于單重嵌入產業集群來說，雖然集群中企業交流短時間內能夠通過成本降低、資源共享、知識溢出等促進企業過剩產能的出清和新產品的開發，但單重嵌入產業集群使得企業缺乏與外界的溝通和聯系，長此以往會造成本地集群的熵變與鎖定，通過生產慣性與研發盲點造成路徑依賴(Li等，2015)，進而使得門檻降低、成員擁擠與惡性競爭加劇，最終導致東北等老工業基地等集群衰落現象的頻發。對于單重嵌入全球價值鏈來說，企業過多關注全球市場拓展而忽視本土市場培育容易造成主客場失衡，由于本地互動和聯合生產的缺乏而出現產業“孔雀東南飛”等產業空心化(任志誠和張幸，2020)，造成資產回縮、人員流失等飛地轉移現象。但需要注意的是，企業嵌入全球價值鏈可以通過底部代工壓縮發展進程，整合內部生產，減少盲目投資，通過中間品引進、技術溢出、競爭學習等效應促進工藝升級、產品升級、功能升級等鏈條攀升，一定程度上可以抵消產業空心化對產能利用率的負面影響。據此，本文進一步提出以下研究假設：

假設3：單重嵌入產業集群不利于企業產能利用率的提升；

假設4：單重嵌入全球價值鏈對企業產能利用率的影響不確定。

三、 研究設計

1. 模型構建

根據上述理論分析，結合本文所使用的數據，構建以下模型來驗證“雙重嵌入”對企業產能利用率的影響：

CUips=α0+α1doubleips+α2Xips+μips

(1)

其中，CU表示企業產能利用率，double表示企業“雙重嵌入”，X為一系列控制變量，i、p、s為企業、城市和行業部門，μ為隨機誤差項。

2. 變量選取

被解釋變量企業產能利用率(CU)。產能利用率為實際與潛在生產規模之比，計算潛在生產規模的方法不同，產能利用率的最終測算結果也有所不同。世界銀行關于中國企業的微觀調查數據針對企業產能使用情況進行了統計，獲得了學界的較大認可，本文直接采用企業當年呈報的產能利用率數值來表示。

解釋變量企業“雙重嵌入”(double)。首先，關于產業集群變量，借鑒張杰等(2007)的做法，根據企業“當年與競爭對手、客戶、顧客在同一地區的比例”構建企業是否嵌入產業集群的虛擬變量，三者均值大于0則為1，否則為0；為保證變量設置的合理性，本文還采用“企業是否位于產業園區、工業加工區”來進行穩健性檢驗，是為1，否為0。其次，關于全球價值鏈變量，借鑒Baldwin和Yan(2014)的做法，采用企業“既進口中間投入品又出口產成品”來衡量企業是否嵌入全球價值鏈，其中進口變量由“企業近兩年來進口原材料的入關時間”來判斷，根據企業調查問卷，若原材料入關時間具體準確則企業實施了進口活動，若入關時間缺失，則認為沒有進口；出口變量根據企業財務報表中的出口總額設置，若數值大于0則企業實施了出口活動，若數值為0則沒有出口活動；該衡量標準強調了全球生產鏈條的順序和往返，體現了企業“為出口而進口”的專業化分工特性。最后，綜合陶鋒等(2018)、蘇丹妮等(2020)的方法，根據產業集群和全球價值鏈的數值設置“雙重嵌入”變量，若“產業集群嵌入”為1且“全球價值鏈嵌入”為1，則“雙重嵌入”為1，即企業既嵌入產業集群又嵌入全球價值鏈，否則為0，見圖1。

圖1 “雙重嵌入”變量設置思路圖

本文的控制變量包括：企業年齡(age)。企業成立時間的長短在一定程度上決定了企業的經營活力與管理彈性，對企業產能利用具有較大影響，本文采用“調研年份-企業成立時間”的對數來衡量企業年齡。企業規模(size)。企業規模的大小直接影響企業生產效率與轉型速度，本文根據“企業當年正式員工人數”的對數來表示企業規模，通過與世界銀行提供的輔助數據對比，這里將企業正式員工和臨時員工同時為0的樣本設為缺失值。市場競爭程度(com)。企業在市場中面臨的競爭對手數量直接影響產品銷售和進一步生產，同時，競爭激烈程度也關系到企業經營政策的選擇與運行，本文根據企業在主要產品市場所面臨競爭對手數量的賦值來衡量市場競爭程度(Lee等，2010；路江涌等，2012)，“1-3”賦值為1，“4-6”賦值為2，“7-15”賦值為3，“16-100”賦值為4，“超過100”賦值為5，數值越大，表示市場競爭程度越高。企業成長性(devp)。企業成長能力對企業的資產投資和規模擴張具有重要作用，為企業新產品研發和技術改革提供支持，進而對產能利用率產生影響，本文采用“企業當年銷售產值較上一年銷售產值增長率的對數”作為企業成長性的代理變量。線上銷售(onsale)。線上銷售通過作用于企業對外溝通能力與訂單成交速度對產能利用率產生影響，本文根據企業當年“互聯網或郵箱銷售額占銷售總額的比例”來設置虛擬變量(馬述忠和房超，2020)，數值大于0，“線上銷售”為1，否則為0。土地稅費繳納(land)。土地稅費繳納會對企業投資與擴張產生影響，進而通過企業后續經營與戰略選擇對產能利用率產生影響，本文根據企業當年繳納土地稅費的數值設置虛擬變量，數值大于0則為1，否則為0。

3. 數據來源與描述性統計

本文數據來源于2003年世界銀行對中國18個大中型城市進行的投資環境調查，包括本溪、長春、長沙、重慶、大連、貴陽、哈爾濱、杭州、江門、昆明、蘭州、南昌、南寧、深圳、溫州、武漢、西安、鄭州，涉及了沿海和欠發達的中西部地區，每個城市選擇了100～150家企業，共計2400家企業，地區選擇和樣本設置較為合理。調查問卷的主要內容包括企業概況、創新能力、產品或服務認證、市場環境、客戶關系、供應商關系、政企關系、基礎設施、勞動力狀況、國際貿易、財務狀況、董事會信息及企業經營狀況等，內容覆蓋較為全面。基于本文的研究內容，通過對比世界銀行提供的正式和輔助文件，刪除了樣本中的非制造業企業和7家包含在交通運輸設備制造行業中的通信服務企業，同時，將數據中“不知道”或“不回答”的選項，設為缺失值。

選擇該數據作為基準研究，首先，考慮到“雙重嵌入”的大規模流行開始于中國加入世界貿易組織以后，該數據節點正好處于此事件之后，具有較高的研究價值(馬述忠和房超，2020)；其次，該數據對企業地理位置分布進行了詳細刻畫，能夠清楚地判斷企業是否位于產業集群中，為核心變量的選取提供了支持，這是其他年份調查數據無法做到的；最后，該數據得到路江涌團隊的廣泛使用且其學術成果多次在權威期刊發表(路江涌等，2012；余林徽等，2014)，數據質量獲得有效保證。由于本文計量過程中采用了機制檢驗模型，為保證模型中系數的可比性，這里將前文基準回歸與后續機制檢驗所需變量中具有缺失值的樣本刪除，保證基準回歸與機制檢驗的樣本一致，最終使用樣本數為1223家企業。表1為變量的描述性統計結果，同時，各變量之間的相關系數和回歸模型的方差膨脹因子均說明模型不存在多重共線性問題。

表1 主要變量的描述性統計

四、 實證分析

1. 基本回歸分析

為保證實證過程的嚴謹性，首先，進行未控制行業和地區的基本最小二乘法回歸，作為參照系，結果如表2列(1)所示；其次，控制企業所屬行業和地區特征(industry和city)，進行完整的最小二乘法回歸，結果如表2列(2)所示，這是本文的基準回歸；再次，根據前文分析的產業集群替換變量對企業“雙重嵌入”重新組合，得到新的核心解釋變量(double0)并納入回歸，結果如表2列(3)所示。

在控制其他條件不變時，無論是參照回歸、完整回歸還是替換變量之后的計量檢驗，都表明“雙重嵌入”對企業產能利用率具有顯著且穩健的正向促進作用，這與前文的理論分析與研究假設保持一致，說明“雙重嵌入”能夠綜合產業集群和全球價值鏈中的優質因素，改進生產過程，優化資源配置，促進企業產能利用率的提升，達到1+1>2的效果。至此，本文的研究假設得到基本驗證。就控制變量而言：企業年齡對產能利用率具有顯著的負面影響，可能的原因是，企業成立時間越長，企業生產經營越平穩，對新思想、新想法的接受程度越弱，企業內部改革和外部更新越緩慢，造成生產困惑與路徑鎖定，不利于產能利用率的提升。企業規模對產能利用率具有正面影響，可能的原因是，企業規模越大，企業實力越強，管理章程與組織架構也更為科學，有利于增強企業應對行業競爭與投資風險的底氣及技術研發與生產更新的能力，進而促進企業產能利用率的提升。市場競爭程度對產能利用率具有負面影響，可能的原因是，市場競爭越激烈，企業面臨的生存壓力越大，特別是對于中小企業來說，雖能夠通過倒逼效應促進內部革新，但不足以支撐企業的持久發展，很有可能因此成為龍頭企業的鉗制目標，喪失企業自主性，這里市場競爭程度不利于產能利用率的提升。企業成長性對產能利用率具有顯著的正面影響，可能的原因是，企業成長性越強，產品生產規模越大，企業設備使用率越高，實際產值越高，同時，企業成長速度越快，說明企業的經營活力越強，更容易激發創新思維，開發新產品，開拓新市場，促進產能利用率的提升。線上銷售對企業產能利用率具有顯著的正面影響，可能的原因是，線上銷售產品能夠打破實地市場分割，減少地域壁壘對企業銷售的負面影響，同時，線上銷售拉近了企業與顧客及供應商之間的距離，節約了溝通成本，提高了合約執行力，因而能夠顯著促進企業產能利用率的提升。土地稅費繳納對企業產能利用率具有顯著的正面影響，可能的原因是，土地稅費繳納有助于企業根據政府政策合理規劃利用土地，摒棄盲目擴張等粗放落后的生產模式，開展創新環保等集約高效的發展范式，提高已有資源利用效率和投入產出比，促進企業產能利用率的提升。

表2 基本回歸結果

2. 內生性處理

本文的研究模型可能會因不可測因素而產生選擇偏差問題，進而對實證結果產生干擾。為提高研究結果的可靠性，這里嘗試尋找工具變量進行處理效應模型估計，之后更換世界銀行2005年關于中國制造業企業的大樣本微觀調查數據再次驗證，盡可能將內生性問題的影響降到最低。

(1) 尋找工具變量。具體而言，本文選擇1995年企業所在城市的醫療水平變量(iv)。根據數據可得性，這里采用企業所在城市市轄區的醫生總人數與醫院數量的比值即醫生容積率來表示。選取該指標的原因主要有兩點：一是滿足工具變量的相關性。一般來說，城市醫療水平一定程度上代表了該城市的人口容量與經濟發展狀況，城市醫療水平越高，區域要素的流動性越高，市場運行活力越強，能夠明顯促進地區產業集群的形成和全球價值鏈的參與。二是滿足工具變量的外生性。城市醫療水平的高低會通過人口流動、區域交流等對城市經濟發展產生影響，進而對企業產能利用率產生間接影響，但直接影響較小。另外，1995年處于市場化改革之后的中小企業全面發展階段，企業內外依存度增強，更易于后續相關性分析，且1995年的指標作為歷史數據，對現階段企業產能利用率的影響很小，更能保證工具變量的外生性。

首先采用Kleibergen-Paap rk LM statistic進行不可識別檢驗，結果顯著拒絕原假設，同時使用Cragg-Donald Wald F指標進行弱工具變量檢驗，結果顯示不存在弱工具變量，至此，工具變量的相關性得到證明。需要說明的是，在“恰好識別”的情況下，很難從統計上直接檢驗工具變量的外生性，這里借鑒方穎和趙揚(2011)的間接驗證方法，首先將企業“雙重嵌入”回歸于城市醫療水平，結果顯著，之后，將產能利用率分別回歸于控制“雙重嵌入”時的城市醫療水平和未控制“雙重嵌入”時的城市醫療水平，發現，在控制企業“雙重嵌入”時，城市醫療水平并不顯著，而未控制企業“雙重嵌入”時，城市醫療水平顯著。這說明城市醫療水平并不能對企業產能利用率產生直接影響，僅通過企業“雙重嵌入”對企業產能利用率產生一定的間接影響。鑒于本文的核心解釋變量為0-1變量，滿足處理效應模型使用需求，這里分別采用兩步法和最大似然估計法，處理結果如表3所示。

兩步法中工具變量的回歸系數為0.5056，在1%水平上顯著，“雙重嵌入”對企業產能利用率的影響雖為正但不顯著；最大似然估計法中工具變量的回歸系數為0.5076，在1%水平上顯著，“雙重嵌入”對企業產能利用率具有一定的正面影響，同時，這里似然比檢驗結果沒有拒絕原假設，p值為0.36，且工具變量的Hausman檢驗結果也不顯著，說明本文計量過程不存在嚴重的內生性，可以選擇信任前文的實證分析。需要說明的是，由于工具變量聚焦于城市層面，為避免出現多重共線性，處理過程中并未控制行業和地區變量，僅為最小二乘法參照回歸，為彌補上述不足，本文進一步更換大樣本數據繼續驗證。

表3 處理效應模型回歸結果

(2) 更換數據樣本。本文進一步采用世界銀行2005年關于中國30個省份120個城市12400家企業進行的大規模采樣調查再次驗證。被解釋變量仍采用企業呈報的產能利用率數值。解釋變量中，關于產業集群變量，由于數據缺乏對產業集群變量的直觀統計，本文計算企業當年所在120個城市各制造業行業的區位商來構建產業集群虛擬變量，即企業所在城市制造業各行業生產總值與該城市制造業生產總值總和的比例除以全國制造業各行業生產總值與全國制造業生產總值總和的比例，需要指出的是，對于缺乏工業總產值數據的城市，如滄州、衡陽、襄陽、宜昌，這里采用省級各行業生產總值數據來代替，根據計算結果，若“區位商大于1”則“產業集群嵌入”為1，否則為0；關于全球價值鏈變量，仍根據企業近兩年來進口原材料的入關時間和出口總額來設置進出口變量，并構建全球價值鏈指標，若“企業既進口中間品又出口產成品”則“全球價值鏈嵌入”為1，否則為0。上述兩個變量都為1時，“雙重嵌入”為1，否則為0。控制變量中，分別選取企業年齡、企業規模、高管經驗、員工培訓、市場分割、政府干預，其中，企業年齡、企業規模的衡量與前文一致；高管經驗由“現任總經理任職年數”的對數表示，數值越大，經驗越豐富；員工培訓由“企業是否對職工進行職業培訓”來表示，是為1，否為0；市場分割由“地方保護在企業投資過程中的阻礙程度”來表示，數值越大，市場分割越嚴重；政府干預由“企業是否設置專業人員處理與政府相關的事務”來表示，是為1，否為0。為保證實證結果的穩健性，這里將產能利用率大于0等極端值樣本及變量缺失值樣本予以刪除，回歸結果如表4所示。“雙重嵌入”與企業產能利用率仍顯著正相關，控制行業和地區前后的回歸系數分別為0.0341和0.0220，在1%水平上顯著，與前文結果保持一致，總體而言，企業“雙重嵌入”程度越高，企業產能利用越有效。

表4 大樣本數據驗證

3. 異質性分析

企業面對的軟硬件環境不同，“雙重嵌入”與產能利用率之間的關系也有所不同。通過總結前人文獻，結合本文分析，選取法律環境和公共基礎設施進行異質性分析。

(1) 法律環境異質性。根據“法律體系在商業環境中維護合同和產權的可能性”進行法律環境分類，均值以上為法律環境較好，均值以下為法律環境較差。結果如表5所示。通過比較分析發現，法律環境較好的樣本中，“雙重嵌入”與企業產能利用率顯著正相關；法律環境較差的樣本中，“雙重嵌入”與企業產能利用率之間的關系并不明顯。可能的解釋為：法律環境較好的地區，市場主體產權明晰，競爭目標明確，知識產權保護體系完善，信息傳遞與知識溢出質量較高，能夠有效支持企業的正常運行與轉型升級，促進企業生產改進和資源優化，為“雙重嵌入”與產能利用率之間的關聯提供了厚實的軟件環境；法律環境較差的地區，企業無效扎堆現象嚴重，市場主體魚龍混雜，產品質量參差不齊，核心知識成果得不到有效保護，模仿跟隨多于自主創新，惡性競爭扭曲企業創新動機(張杰等，2007)，企業之間開展有機合作的積極性減弱，“雙重嵌入”對企業產能利用率的促進作用受到影響。

表5 法律環境異質性

(2) 公共基礎設施異質性。以“當年企業正常運行中斷電的次數”為代表來進行公共基礎設施分類，均值以下為公共基礎設施建設較為完善，均值以上為公共基礎設施建設較為欠缺。結果如表6所示。通過對比分析發現，在公共基礎設施建設較為完善的樣本中，“雙重嵌入”與企業產能利用率顯著正相關；在公共基礎設施建設較為欠缺的樣本中，“雙重嵌入”與企業產能利用率之間的關系并不明顯。可能的解釋為：公共基礎設施建設較為完善的地區，企業生產負荷壓力較小，庫存容量設置合理，市場運行較為平穩，現代化辦公等關聯產品適用性較高，有足夠的資金和空間開展分工合作，促進企業生產改進和資源優化，為“雙重嵌入”與產能利用率之間的關聯提供了扎實的硬件環境；而公共基礎設施較為欠缺的地區，企業經常面臨斷電斷水等服務脫載問題，使得設備閑置，原材料、中間品等投入浪費，間接成本攀升，生產計劃斷層，無法滿足產品的多樣性和高質量要求(Kalim，1998)，企業之間開展有機合作的積極性減弱，“雙重嵌入”對企業產能利用率的促進作用受到影響。

表6 公共基礎設施異質性

五、 作用機制探討

由上文分析可知，“雙重嵌入”對企業產能利用率的影響主要通過重置內部生產和緩解資源錯配來發揮作用，本文據此設置相應的中介效應模型。重置內部生產方面(reset)，采用企業“當年生產設備更新投資”的對數值來表示，數值越大，代表企業重置內部生產的能力越強；緩解資源錯配方面(allocation)，采用企業“當年銷售產值與招待差旅費比值”的對數來表示，數值越大，代表企業緩解資源錯配的能力越強。本文借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)提出的檢驗方法，建立相應的中介效應模型：

CUi=α0+α1doublei+α2Xi+μi

(2)

mediationi=β0+β1doublei+β2Xi+δi

(3)

CUi=γ0+γ1doublei+γ2mediationi+γ3Xi+εi

(4)

其中，CU表示企業產能利用率，double表示企業“雙重嵌入”，mediation為中介變量，分別為重置內部生產和緩解資源錯配，X為一系列控制變量。

檢驗過程為：首先，檢驗方程(2)中的系數α1，即核心解釋變量對被解釋變量的總效應是否顯著，若顯著，則中介效應成立，否則遮掩效應成立。其次，檢驗方程(3)、方程(4)中的系數β1和γ2，若兩個系數都顯著，則間接效應顯著，進行下一步分析，若至少有1個系數不顯著，對原假設β1×γ2=0進行驗證，若驗證通過，則間接效應顯著，否則停止分析。再次，檢驗方程(4)中的系數γ1，若不顯著，則直接效應不顯著，存在完全中介效應，若顯著，進行下一步分析。最后，比較β1×γ2和γ1的符號，若符號一致，存在部分中介效應，匯報中介效應占總效應的比例，否則存在遮掩效應，匯報間接效應和直接效應之比的絕對值。需要說明的是，為保持和前文回歸的一致性，這里的回歸模型均采用穩健標準誤，但并不影響后續sobel和bootstrap的檢驗。

1. 重置內部生產的中介效應

在重置內部生產方面，由表2可知，“雙重嵌入”與企業產能利用率顯著正相關，說明總體中介效應成立；由表7可知，“雙重嵌入”對中介變量重置內部生產具有積極影響，在1%水平上顯著，回歸系數為1.0560，且兩者都對企業產能利用率具有正面促進作用，分別在5%和1%水平上顯著，回歸系數為0.0416和0.0125，即間接效應顯著；同時，發現β1×γ2和γ1的符號一致且加入中介變量之后的回歸系數小于基準回歸系數，說明在“雙重嵌入”與企業產能利用率的關系中，重置內部生產存在部分中介效應。根據bootstrap和sobel檢驗結果，發現中介效應占總效應的比例為24.13%。

表7 重置內部生產的中介效應

2. 緩解資源錯配的中介效應

在緩解資源錯配方面，由表2可知，“雙重嵌入”與企業產能利用率顯著正相關，說明總體中介效應成立；由表8可知，“雙重嵌入”對中介變量緩解資源錯配具有積極影響，在1%水平上顯著，回歸系數為0.4577，且兩者都對企業產能利用率具有正面促進作用，分別在5%和1%水平上顯著，回歸系數為0.0484和0.0141，即間接效應顯著；同時，發現β1×γ2和γ1的符號一致且加入中介變量之后的回歸系數小于基準回歸系數，說明在“雙重嵌入”與企業產能利用率的關系中，緩解資源錯配存在部分中介效應。根據bootstrap和sobel檢驗結果，發現中介效應占總效應的比例為11.78%。

表8 緩解資源錯配的中介效應

至此，本文的研究假設2得到證明，即“雙重嵌入”主要通過重置內部生產和緩解資源錯配來提升企業產能利用率。

另外，為進一步說明“雙重嵌入”較之“單重嵌入”在提升企業產能利用率方面的優越性，本文對企業單重嵌入產業集群和單重嵌入全球價值鏈對產能利用率的影響進行補充檢驗，對應地，將“企業處于產業集群中但未參與全球價值鏈”設為單重嵌入產業集群(single1)，將“企業參與全球價值鏈但未處于產業集群中”設為單重嵌入全球價值鏈(single2)。檢驗結果如表9所示，控制其他條件不變時，單重嵌入產業集群不利于企業產能利用率的提升，單重嵌入全球價值鏈則能夠明顯提升企業產能利用率，該結論與陶鋒等(2018)的觀點類似。據此，本文的研究假設3和研究假設4得到證實。

表9 單重嵌入回歸結果

六、 結論與政策建議

本文利用世界銀行關于中國制造業企業的微觀調查數據，實證檢驗了企業“雙重嵌入”與產能利用率之間的關系，研究結果顯示，在控制其他條件不變時，“雙重嵌入”能夠中和單重嵌入產業集群和單重嵌入全球價值鏈的優勢與弊端，顯著促進企業產能利用率的提升。作用機制分析發現，企業“雙重嵌入”主要通過重置內部生產和緩解資源錯配來提升產能利用率。異質性分析表明，企業面臨的法律環境和公共基礎設施不同，“雙重嵌入”對產能利用率的影響也有所不同，“雙重嵌入”對企業產能利用率的促進作用在法律環境較好的地區優于法律環境較差的地區，在公共基礎設施完善的地區優于公共基礎設施欠缺的地區。針對上述研究結論，結合雙循環發展背景，本文就如何保證企業“雙重嵌入”的順利運轉以發揮其在穩定經濟增長中的微觀主體作用，提出如下政策建議。

對于企業而言，首先，要打造本地企業的有效協作機制，促進聯合生產，通過與上下游關聯產業和鄰近區位競爭企業的交流與合作，了解市場形勢與發展方向，通過集群中信息共享、成本節約與知識溢出等提升企業參與全球分工的實力與競爭力；其次，在集群中企業抱團的基礎上，積極構建外部傳輸通道，強化全球價值鏈參與，通過分段嵌入全球生產網絡，壓縮產業發展進程，以較短周期實現企業升級，增強企業國際話語權與抗風險能力；最后，加強企業內部組織管理，制定企業既嵌入產業集群又嵌入全球價值鏈的詳細施行政策，培育本地文化根植性，強化外部技術關聯，為本地蜂鳴和全球通道的有機融合提供政策支持(Bathelt等，2002)。

對于政府而言，首先，要加強法律法規的制定，完善知識產權保護體系，創造良好的法律運行環境，明確創新產出的歸屬類別與權益劃分，嚴厲打擊信息泄露、成果剽竊等弄虛作假行為，為企業“雙重嵌入”的正常運行提供培育土壤；其次，要強化本地基礎設施建設，保證企業的正常生產活動，加強產業園、工業區等產業集群硬件主體建設，加大公共服務機構入園入區力度，促成產品展覽、協會溝通等國內外信息共享，為企業參與本地集群和全球生產創造實施平臺；最后，要適當減少對企業經營、市場運行的過度干預，提高企業參與市場競爭的活力與自由，增強企業進出彈性，支持企業兼并收購，減少僵尸企業滯留與堆積，為雙循環背景下鏈主企業的演變與成長掃清障礙。