“雙重嵌入”能提升企業(yè)產(chǎn)能利用率嗎※
——來自中國制造業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)

內(nèi)容提要：基于世界銀行關(guān)于中國制造業(yè)企業(yè)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，實證檢驗了既嵌入本地產(chǎn)業(yè)集群又嵌入全球價值鏈的“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響。結(jié)果顯示，在控制其他條件不變時，“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有顯著且穩(wěn)健的正向促進作用，其主要通過重置內(nèi)部生產(chǎn)和緩解資源錯配實現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。企業(yè)面對的法律環(huán)境和公共基礎(chǔ)設(shè)施不同，“雙重嵌入”對產(chǎn)能利用率的影響也有所不同，“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率的促進作用在法律環(huán)境較好的地區(qū)優(yōu)于法律環(huán)境較差的地區(qū)，在公共基礎(chǔ)設(shè)施完善的地區(qū)優(yōu)于公共基礎(chǔ)設(shè)施欠缺的地區(qū)。據(jù)此，從企業(yè)和政府角度提出對策建議，保證企業(yè)“雙重嵌入”的順利運轉(zhuǎn)，以發(fā)揮其在雙循環(huán)背景下穩(wěn)定經(jīng)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(mào)易組織以來，得益于全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的層層切片及中國自然資源和廉價勞動力的豐富供應(yīng)，全球經(jīng)濟中的“位置悖論”被打破(Porter，1998)，中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展逐漸形成地方集聚與全球分散共存并有機接軌的“結(jié)構(gòu)樹”模式，組織上具體表現(xiàn)為企業(yè)既嵌入本地產(chǎn)業(yè)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(yè)抱團參與全球價值鏈，并基于其比較優(yōu)勢專注于特定領(lǐng)域生產(chǎn)，帶來中國經(jīng)濟產(chǎn)值、貿(mào)易總量的飛速躍升，近20年來，國內(nèi)生產(chǎn)總值平均環(huán)比增長11.86%，進出口貿(mào)易總額平均環(huán)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(fù)引進、趨同生產(chǎn)等增長假象。由此看來，推動經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的著眼點非止于經(jīng)濟總量的擴張，更在于經(jīng)濟質(zhì)量的提升(劉志彪，2019)，即促進產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級換代，減少低效率的產(chǎn)能過剩(范劍勇和馮猛，2013)。據(jù)統(tǒng)計，2006年以來，全國工業(yè)產(chǎn)能利用率年均值一直徘徊在76%左右，低于歐美國家統(tǒng)計的合意區(qū)間下界，這顯然不利于產(chǎn)業(yè)升級與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，長此以往，將面臨陷入“拉美陷阱”的風(fēng)險，即經(jīng)濟于高速運轉(zhuǎn)中原地踏步(Gereffi和Hempel，1996)。中共十九大明確提出深化供給側(cè)改革，堅持去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板、優(yōu)化存量資源、擴大優(yōu)質(zhì)增量供給、實現(xiàn)供需動態(tài)平衡等目標，《中國制造2025》也制定了深入推進制造業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向中高端邁進，逐步化解產(chǎn)能過剩等舉措。上述政策無不體現(xiàn)了政府提升企業(yè)產(chǎn)能利用率、減少低端無效供給的決心與態(tài)度。那么，在雙循環(huán)發(fā)展背景下，隨著企業(yè)“雙重嵌入”態(tài)勢的蓬勃發(fā)展，其產(chǎn)能利用率發(fā)生了怎樣的變化？兩者之間又存在怎樣的關(guān)聯(lián)機制？上述問題有必要給予詳細探究，以判斷企業(yè)未來運行模式與提質(zhì)增效路徑。

與本文主題相關(guān)的文獻可以歸納為兩類。一是關(guān)于企業(yè)“雙重嵌入”問題的研究，主要探討企業(yè)“雙重嵌入”對企業(yè)績效與競爭能力的影響。目前國內(nèi)外關(guān)于地方和全球經(jīng)濟分析主要集中在產(chǎn)業(yè)集群和全球價值鏈的單項研究，關(guān)于企業(yè)“雙重嵌入”的研究較少。國外學(xué)者的研究側(cè)重于原子式企業(yè)內(nèi)外部聯(lián)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(yè)在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的嵌入是獲得競爭力的重要來源，地理集群中的企業(yè)若能具備豐富的橋梁網(wǎng)絡(luò)，并與區(qū)域機構(gòu)保持聯(lián)系，就能很好地獲取信息、想法和機會。Bathelt等(2002)探討了經(jīng)濟活動的集聚及與知識創(chuàng)造的空間關(guān)系，認為企業(yè)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(yè)成長。Lee等(2010)基于韓國初創(chuàng)科技企業(yè)數(shù)據(jù)，考察了內(nèi)部能力和外部網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)績效的影響，其中，內(nèi)部能力對企業(yè)績效具有顯著促進作用，外部網(wǎng)絡(luò)中只有與風(fēng)險投資相關(guān)的聯(lián)系能預(yù)測企業(yè)績效。國內(nèi)研究側(cè)重于對比分析或采用交互項來估計出口集聚的生產(chǎn)率效應(yīng)。趙永亮等(2014)針對中國30個省份的全要素生產(chǎn)率測算和相應(yīng)的核密度對比，認為集聚出口環(huán)境下的企業(yè)具有生產(chǎn)率優(yōu)勢，雙重學(xué)習(xí)能力和異質(zhì)性程度明顯。陶鋒等(2018)基于出口頻率進行分組比較，發(fā)現(xiàn)地方集聚對企業(yè)生產(chǎn)率的影響依賴于企業(yè)出口頻率，產(chǎn)業(yè)集聚不利于純內(nèi)銷企業(yè)的生產(chǎn)率提升，但有利于經(jīng)常出口企業(yè)的生產(chǎn)率增長。蘇丹妮等(2020)分析了全球價值鏈和產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)生產(chǎn)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(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)生產(chǎn)率的正向影響。二是關(guān)于企業(yè)產(chǎn)能利用率問題的研究，主要探討企業(yè)產(chǎn)能過剩的原因及產(chǎn)能利用率的影響因素與提升策略。國內(nèi)外的研究側(cè)重有所不同。國外學(xué)者多認為產(chǎn)能利用率是調(diào)整企業(yè)經(jīng)營政策的工具，并未予以過多關(guān)注。最經(jīng)典的當(dāng)屬Spence(1977)的競爭保持理論，即寡頭壟斷企業(yè)保持一定的閑置產(chǎn)能可以作為應(yīng)對競爭者的“報復(fù)裝置”從而提高產(chǎn)業(yè)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(zhì)疑，認為企業(yè)并不希望建立那些若競爭者沒有進入就會閑置的產(chǎn)能，并指出已建立閑置產(chǎn)能的企業(yè)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(fù)了Spence(1977)的初始直覺，認為持有一定的閑置產(chǎn)能可以有效阻止?jié)撛诟偁幷叩拇笠?guī)模進入。國內(nèi)研究基于中國市場競爭的非完全性主要側(cè)重于產(chǎn)能過剩的原因及產(chǎn)能利用率的影響因素探討。認可度最高的當(dāng)屬林毅夫(2007)率先提出的由有限理性和信息不對稱導(dǎo)致的“投資潮涌”現(xiàn)象，該論點成為中國產(chǎn)能過剩研究的重要源起。王文甫等(2014)基于大企業(yè)和中小企業(yè)的模擬對比分析，認為地方政府干預(yù)導(dǎo)致了嚴重的非周期性產(chǎn)能過剩。賈潤崧和胡秋陽(2016)通過測算中國制造業(yè)企業(yè)的產(chǎn)能利用率，發(fā)現(xiàn)市場過于分散、企業(yè)規(guī)模過小是產(chǎn)能利用率低下的主導(dǎo)因素，地方政府的重復(fù)建設(shè)在其中起推動作用。

總體而言，目前文獻缺乏對企業(yè)“雙重嵌入”與產(chǎn)能利用率關(guān)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(chǎn)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(shè)置“雙重嵌入”變量，探討“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)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(yīng)模型，對“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率之間的關(guān)聯(lián)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(nèi)容更為充實；再次，與宏觀地域和中觀產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)不同，本文使用世界銀行對中國企業(yè)執(zhí)行的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對“雙重嵌入”與產(chǎn)能利用率之間的關(guān)系進行實證檢驗，研究過程更為詳實，研究結(jié)果更為客觀；最后，對于模型中可能存在的內(nèi)生性問題，本文嘗試采用處理效應(yīng)模型和更換大樣本數(shù)據(jù)進行應(yīng)對，較大程度上提高了研究結(jié)論的真實性與可靠性。

二、 機理分析與研究假設(shè)

根據(jù)企業(yè)微觀生產(chǎn)和宏觀調(diào)配等生產(chǎn)鏈條安排，本文將產(chǎn)能利用率分為重置內(nèi)部生產(chǎn)和緩解資源錯配兩個維度，兩者均旨在提升產(chǎn)品適配度，縮小實際生產(chǎn)和潛在目標之間的差距，進而提升企業(yè)產(chǎn)能利用率。

重置內(nèi)部生產(chǎn)側(cè)重于通過加強集約生產(chǎn)、增加后方補給來發(fā)揮作用。首先，“雙重嵌入”能夠增強企業(yè)生產(chǎn)設(shè)備的流通，實力較強的企業(yè)通過將陳舊設(shè)備轉(zhuǎn)移到集群中的同類落后企業(yè)，通過轉(zhuǎn)移邊際資產(chǎn)進行松綁，為引進先進設(shè)備騰出空間，更新生產(chǎn)規(guī)格，降低資產(chǎn)專用性，保持產(chǎn)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(shù)溢出進行篩選與過濾，并輸送到集群內(nèi)部進行深度開發(fā)，促進生產(chǎn)技術(shù)廣度與深度的有機結(jié)合，增強企業(yè)的吸收與應(yīng)用能力，更好地服務(wù)于產(chǎn)品生產(chǎn)；最后，“雙重嵌入”能夠通過集體組織和協(xié)調(diào)行動，克服中小企業(yè)的單獨行動，打造分工清晰、前后關(guān)聯(lián)的企業(yè)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，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(cè)重于通過合理配置企業(yè)直接和間接、主要與次要生產(chǎn)活動來發(fā)揮作用。首先，“雙重嵌入”能夠提高市場活躍度，增強企業(yè)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(nèi)部良好的競合關(guān)系，增強本土企業(yè)應(yīng)對國際大買家的討價還價能力，拓展企業(yè)生產(chǎn)邊界(劉志彪和凌永輝，2020)；其次，“雙重嵌入”能夠通過企業(yè)外包服務(wù)的應(yīng)用，深化管理、研發(fā)、財務(wù)、法律、風(fēng)險評估等區(qū)域服務(wù)機構(gòu)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(yè)資源投放聚焦力與全球參與能動性，促進產(chǎn)品深度開發(fā)；最后，“雙重嵌入”能夠促進企業(yè)組織的扁平化發(fā)展，本土強大的后援支撐能夠促使企業(yè)精簡庫存，減少生產(chǎn)冗雜與信息超載，摒棄集群中企業(yè)機構(gòu)臃腫、各自為政等現(xiàn)象，通過企業(yè)內(nèi)部能力集成和外部創(chuàng)新關(guān)聯(lián)專注于新技術(shù)研發(fā)與國際產(chǎn)能合作，減少低端無效生產(chǎn)(Carlino和Kerr，2015)。綜上所述：本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：“雙重嵌入”能夠顯著提升企業(yè)產(chǎn)能利用率；

假設(shè)2：“雙重嵌入”主要通過重置內(nèi)部生產(chǎn)和緩解資源錯配實現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)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(yè)產(chǎn)能利用率方面是否確實存在優(yōu)勢，本文同時對單重嵌入產(chǎn)業(yè)集群和單重嵌入全球價值鏈的產(chǎn)能利用率效應(yīng)進行分析。對于單重嵌入產(chǎn)業(yè)集群來說，雖然集群中企業(yè)交流短時間內(nèi)能夠通過成本降低、資源共享、知識溢出等促進企業(yè)過剩產(chǎn)能的出清和新產(chǎn)品的開發(fā)，但單重嵌入產(chǎn)業(yè)集群使得企業(yè)缺乏與外界的溝通和聯(lián)系，長此以往會造成本地集群的熵變與鎖定，通過生產(chǎn)慣性與研發(fā)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(dǎo)致東北等老工業(yè)基地等集群衰落現(xiàn)象的頻發(fā)。對于單重嵌入全球價值鏈來說，企業(yè)過多關(guān)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(lián)合生產(chǎn)的缺乏而出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)“孔雀東南飛”等產(chǎn)業(yè)空心化(任志誠和張幸，2020)，造成資產(chǎn)回縮、人員流失等飛地轉(zhuǎn)移現(xiàn)象。但需要注意的是，企業(yè)嵌入全球價值鏈可以通過底部代工壓縮發(fā)展進程，整合內(nèi)部生產(chǎn)，減少盲目投資，通過中間品引進、技術(shù)溢出、競爭學(xué)習(xí)等效應(yīng)促進工藝升級、產(chǎn)品升級、功能升級等鏈條攀升，一定程度上可以抵消產(chǎn)業(yè)空心化對產(chǎn)能利用率的負面影響。據(jù)此，本文進一步提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)3：單重嵌入產(chǎn)業(yè)集群不利于企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升；

假設(shè)4：單重嵌入全球價值鏈對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響不確定。

三、 研究設(shè)計

1. 模型構(gòu)建

根據(jù)上述理論分析，結(jié)合本文所使用的數(shù)據(jù)，構(gòu)建以下模型來驗證“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響：

CUips=α0+α1doubleips+α2Xips+μips

(1)

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

2. 變量選取

被解釋變量企業(yè)產(chǎn)能利用率(CU)。產(chǎn)能利用率為實際與潛在生產(chǎn)規(guī)模之比，計算潛在生產(chǎn)規(guī)模的方法不同，產(chǎn)能利用率的最終測算結(jié)果也有所不同。世界銀行關(guān)于中國企業(yè)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)針對企業(yè)產(chǎn)能使用情況進行了統(tǒng)計，獲得了學(xué)界的較大認可，本文直接采用企業(yè)當(dāng)年呈報的產(chǎn)能利用率數(shù)值來表示。

解釋變量企業(yè)“雙重嵌入”(double)。首先，關(guān)于產(chǎn)業(yè)集群變量，借鑒張杰等(2007)的做法，根據(jù)企業(yè)“當(dāng)年與競爭對手、客戶、顧客在同一地區(qū)的比例”構(gòu)建企業(yè)是否嵌入產(chǎn)業(yè)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(shè)置的合理性，本文還采用“企業(yè)是否位于產(chǎn)業(yè)園區(qū)、工業(yè)加工區(qū)”來進行穩(wěn)健性檢驗，是為1，否為0。其次，關(guān)于全球價值鏈變量，借鑒Baldwin和Yan(2014)的做法，采用企業(yè)“既進口中間投入品又出口產(chǎn)成品”來衡量企業(yè)是否嵌入全球價值鏈，其中進口變量由“企業(yè)近兩年來進口原材料的入關(guān)時間”來判斷，根據(jù)企業(yè)調(diào)查問卷，若原材料入關(guān)時間具體準確則企業(yè)實施了進口活動，若入關(guān)時間缺失，則認為沒有進口；出口變量根據(jù)企業(yè)財務(wù)報表中的出口總額設(shè)置，若數(shù)值大于0則企業(yè)實施了出口活動，若數(shù)值為0則沒有出口活動；該衡量標準強調(diào)了全球生產(chǎn)鏈條的順序和往返，體現(xiàn)了企業(yè)“為出口而進口”的專業(yè)化分工特性。最后，綜合陶鋒等(2018)、蘇丹妮等(2020)的方法，根據(jù)產(chǎn)業(yè)集群和全球價值鏈的數(shù)值設(shè)置“雙重嵌入”變量，若“產(chǎn)業(yè)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(yè)既嵌入產(chǎn)業(yè)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(shè)置思路圖

本文的控制變量包括：企業(yè)年齡(age)。企業(yè)成立時間的長短在一定程度上決定了企業(yè)的經(jīng)營活力與管理彈性，對企業(yè)產(chǎn)能利用具有較大影響，本文采用“調(diào)研年份-企業(yè)成立時間”的對數(shù)來衡量企業(yè)年齡。企業(yè)規(guī)模(size)。企業(yè)規(guī)模的大小直接影響企業(yè)生產(chǎn)效率與轉(zhuǎn)型速度，本文根據(jù)“企業(yè)當(dāng)年正式員工人數(shù)”的對數(shù)來表示企業(yè)規(guī)模，通過與世界銀行提供的輔助數(shù)據(jù)對比，這里將企業(yè)正式員工和臨時員工同時為0的樣本設(shè)為缺失值。市場競爭程度(com)。企業(yè)在市場中面臨的競爭對手數(shù)量直接影響產(chǎn)品銷售和進一步生產(chǎn)，同時，競爭激烈程度也關(guān)系到企業(yè)經(jīng)營政策的選擇與運行，本文根據(jù)企業(yè)在主要產(chǎn)品市場所面臨競爭對手數(shù)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(shù)值越大，表示市場競爭程度越高。企業(yè)成長性(devp)。企業(yè)成長能力對企業(yè)的資產(chǎn)投資和規(guī)模擴張具有重要作用，為企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)和技術(shù)改革提供支持，進而對產(chǎn)能利用率產(chǎn)生影響，本文采用“企業(yè)當(dāng)年銷售產(chǎn)值較上一年銷售產(chǎn)值增長率的對數(shù)”作為企業(yè)成長性的代理變量。線上銷售(onsale)。線上銷售通過作用于企業(yè)對外溝通能力與訂單成交速度對產(chǎn)能利用率產(chǎn)生影響，本文根據(jù)企業(yè)當(dāng)年“互聯(lián)網(wǎng)或郵箱銷售額占銷售總額的比例”來設(shè)置虛擬變量(馬述忠和房超，2020)，數(shù)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(yè)投資與擴張產(chǎn)生影響，進而通過企業(yè)后續(xù)經(jīng)營與戰(zhàn)略選擇對產(chǎn)能利用率產(chǎn)生影響，本文根據(jù)企業(yè)當(dāng)年繳納土地稅費的數(shù)值設(shè)置虛擬變量，數(shù)值大于0則為1，否則為0。

3. 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)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(huán)境調(diào)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(fā)達的中西部地區(qū)，每個城市選擇了100～150家企業(yè)，共計2400家企業(yè)，地區(qū)選擇和樣本設(shè)置較為合理。調(diào)查問卷的主要內(nèi)容包括企業(yè)概況、創(chuàng)新能力、產(chǎn)品或服務(wù)認證、市場環(huán)境、客戶關(guān)系、供應(yīng)商關(guān)系、政企關(guān)系、基礎(chǔ)設(shè)施、勞動力狀況、國際貿(mào)易、財務(wù)狀況、董事會信息及企業(yè)經(jīng)營狀況等，內(nèi)容覆蓋較為全面。基于本文的研究內(nèi)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(yè)企業(yè)和7家包含在交通運輸設(shè)備制造行業(yè)中的通信服務(wù)企業(yè)，同時，將數(shù)據(jù)中“不知道”或“不回答”的選項，設(shè)為缺失值。

選擇該數(shù)據(jù)作為基準研究，首先，考慮到“雙重嵌入”的大規(guī)模流行開始于中國加入世界貿(mào)易組織以后，該數(shù)據(jù)節(jié)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(shù)據(jù)對企業(yè)地理位置分布進行了詳細刻畫，能夠清楚地判斷企業(yè)是否位于產(chǎn)業(yè)集群中，為核心變量的選取提供了支持，這是其他年份調(diào)查數(shù)據(jù)無法做到的；最后，該數(shù)據(jù)得到路江涌團隊的廣泛使用且其學(xué)術(shù)成果多次在權(quán)威期刊發(fā)表(路江涌等，2012；余林徽等，2014)，數(shù)據(jù)質(zhì)量獲得有效保證。由于本文計量過程中采用了機制檢驗?zāi)Ｐ停瑸楸ＷC模型中系數(shù)的可比性，這里將前文基準回歸與后續(xù)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(shù)為1223家企業(yè)。表1為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，同時，各變量之間的相關(guān)系數(shù)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(tǒng)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(yè)和地區(qū)的基本最小二乘法回歸，作為參照系，結(jié)果如表2列(1)所示；其次，控制企業(yè)所屬行業(yè)和地區(qū)特征(industry和city)，進行完整的最小二乘法回歸，結(jié)果如表2列(2)所示，這是本文的基準回歸；再次，根據(jù)前文分析的產(chǎn)業(yè)集群替換變量對企業(yè)“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(jié)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(yè)產(chǎn)能利用率具有顯著且穩(wěn)健的正向促進作用，這與前文的理論分析與研究假設(shè)保持一致，說明“雙重嵌入”能夠綜合產(chǎn)業(yè)集群和全球價值鏈中的優(yōu)質(zhì)因素，改進生產(chǎn)過程，優(yōu)化資源配置，促進企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升，達到1+1>2的效果。至此，本文的研究假設(shè)得到基本驗證。就控制變量而言：企業(yè)年齡對產(chǎn)能利用率具有顯著的負面影響，可能的原因是，企業(yè)成立時間越長，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營越平穩(wěn)，對新思想、新想法的接受程度越弱，企業(yè)內(nèi)部改革和外部更新越緩慢，造成生產(chǎn)困惑與路徑鎖定，不利于產(chǎn)能利用率的提升。企業(yè)規(guī)模對產(chǎn)能利用率具有正面影響，可能的原因是，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)實力越強，管理章程與組織架構(gòu)也更為科學(xué)，有利于增強企業(yè)應(yīng)對行業(yè)競爭與投資風(fēng)險的底氣及技術(shù)研發(fā)與生產(chǎn)更新的能力，進而促進企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。市場競爭程度對產(chǎn)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(yè)面臨的生存壓力越大，特別是對于中小企業(yè)來說，雖能夠通過倒逼效應(yīng)促進內(nèi)部革新，但不足以支撐企業(yè)的持久發(fā)展，很有可能因此成為龍頭企業(yè)的鉗制目標，喪失企業(yè)自主性，這里市場競爭程度不利于產(chǎn)能利用率的提升。企業(yè)成長性對產(chǎn)能利用率具有顯著的正面影響，可能的原因是，企業(yè)成長性越強，產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模越大，企業(yè)設(shè)備使用率越高，實際產(chǎn)值越高，同時，企業(yè)成長速度越快，說明企業(yè)的經(jīng)營活力越強，更容易激發(fā)創(chuàng)新思維，開發(fā)新產(chǎn)品，開拓新市場，促進產(chǎn)能利用率的提升。線上銷售對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有顯著的正面影響，可能的原因是，線上銷售產(chǎn)品能夠打破實地市場分割，減少地域壁壘對企業(yè)銷售的負面影響，同時，線上銷售拉近了企業(yè)與顧客及供應(yīng)商之間的距離，節(jié)約了溝通成本，提高了合約執(zhí)行力，因而能夠顯著促進企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。土地稅費繳納對企業(yè)產(chǎn)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(yè)根據(jù)政府政策合理規(guī)劃利用土地，摒棄盲目擴張等粗放落后的生產(chǎn)模式，開展創(chuàng)新環(huán)保等集約高效的發(fā)展范式，提高已有資源利用效率和投入產(chǎn)出比，促進企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。

表2 基本回歸結(jié)果

2. 內(nèi)生性處理

本文的研究模型可能會因不可測因素而產(chǎn)生選擇偏差問題，進而對實證結(jié)果產(chǎn)生干擾。為提高研究結(jié)果的可靠性，這里嘗試尋找工具變量進行處理效應(yīng)模型估計，之后更換世界銀行2005年關(guān)于中國制造業(yè)企業(yè)的大樣本微觀調(diào)查數(shù)據(jù)再次驗證，盡可能將內(nèi)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(yè)所在城市的醫(yī)療水平變量(iv)。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，這里采用企業(yè)所在城市市轄區(qū)的醫(yī)生總?cè)藬?shù)與醫(yī)院數(shù)量的比值即醫(yī)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(guān)性。一般來說，城市醫(yī)療水平一定程度上代表了該城市的人口容量與經(jīng)濟發(fā)展狀況，城市醫(yī)療水平越高，區(qū)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(qū)產(chǎn)業(yè)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(yī)療水平的高低會通過人口流動、區(qū)域交流等對城市經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，進而對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)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(yè)全面發(fā)展階段，企業(yè)內(nèi)外依存度增強，更易于后續(xù)相關(guān)性分析，且1995年的指標作為歷史數(shù)據(jù)，對現(xiàn)階段企業(yè)產(chǎn)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(jié)果顯著拒絕原假設(shè)，同時使用Cragg-Donald Wald F指標進行弱工具變量檢驗，結(jié)果顯示不存在弱工具變量，至此，工具變量的相關(guān)性得到證明。需要說明的是，在“恰好識別”的情況下，很難從統(tǒng)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(yè)“雙重嵌入”回歸于城市醫(yī)療水平，結(jié)果顯著，之后，將產(chǎn)能利用率分別回歸于控制“雙重嵌入”時的城市醫(yī)療水平和未控制“雙重嵌入”時的城市醫(yī)療水平，發(fā)現(xiàn)，在控制企業(yè)“雙重嵌入”時，城市醫(yī)療水平并不顯著，而未控制企業(yè)“雙重嵌入”時，城市醫(yī)療水平顯著。這說明城市醫(yī)療水平并不能對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生直接影響，僅通過企業(yè)“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)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(yīng)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(jié)果如表3所示。

兩步法中工具變量的回歸系數(shù)為0.5056，在1%水平上顯著，“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)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(shù)為0.5076，在1%水平上顯著，“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有一定的正面影響，同時，這里似然比檢驗結(jié)果沒有拒絕原假設(shè)，p值為0.36，且工具變量的Hausman檢驗結(jié)果也不顯著，說明本文計量過程不存在嚴重的內(nèi)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(xiàn)多重共線性，處理過程中并未控制行業(yè)和地區(qū)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(shù)據(jù)繼續(xù)驗證。

表3 處理效應(yīng)模型回歸結(jié)果

(2) 更換數(shù)據(jù)樣本。本文進一步采用世界銀行2005年關(guān)于中國30個省份120個城市12400家企業(yè)進行的大規(guī)模采樣調(diào)查再次驗證。被解釋變量仍采用企業(yè)呈報的產(chǎn)能利用率數(shù)值。解釋變量中，關(guān)于產(chǎn)業(yè)集群變量，由于數(shù)據(jù)缺乏對產(chǎn)業(yè)集群變量的直觀統(tǒng)計，本文計算企業(yè)當(dāng)年所在120個城市各制造業(yè)行業(yè)的區(qū)位商來構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集群虛擬變量，即企業(yè)所在城市制造業(yè)各行業(yè)生產(chǎn)總值與該城市制造業(yè)生產(chǎn)總值總和的比例除以全國制造業(yè)各行業(yè)生產(chǎn)總值與全國制造業(yè)生產(chǎn)總值總和的比例，需要指出的是，對于缺乏工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)的城市，如滄州、衡陽、襄陽、宜昌，這里采用省級各行業(yè)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來代替，根據(jù)計算結(jié)果，若“區(qū)位商大于1”則“產(chǎn)業(yè)集群嵌入”為1，否則為0；關(guān)于全球價值鏈變量，仍根據(jù)企業(yè)近兩年來進口原材料的入關(guān)時間和出口總額來設(shè)置進出口變量，并構(gòu)建全球價值鏈指標，若“企業(yè)既進口中間品又出口產(chǎn)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(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、高管經(jīng)驗、員工培訓(xùn)、市場分割、政府干預(yù)，其中，企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模的衡量與前文一致；高管經(jīng)驗由“現(xiàn)任總經(jīng)理任職年數(shù)”的對數(shù)表示，數(shù)值越大，經(jīng)驗越豐富；員工培訓(xùn)由“企業(yè)是否對職工進行職業(yè)培訓(xùn)”來表示，是為1，否為0；市場分割由“地方保護在企業(yè)投資過程中的阻礙程度”來表示，數(shù)值越大，市場分割越嚴重；政府干預(yù)由“企業(yè)是否設(shè)置專業(yè)人員處理與政府相關(guān)的事務(wù)”來表示，是為1，否為0。為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，這里將產(chǎn)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(jié)果如表4所示。“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率仍顯著正相關(guān)，控制行業(yè)和地區(qū)前后的回歸系數(shù)分別為0.0341和0.0220，在1%水平上顯著，與前文結(jié)果保持一致，總體而言，企業(yè)“雙重嵌入”程度越高，企業(yè)產(chǎn)能利用越有效。

表4 大樣本數(shù)據(jù)驗證

3. 異質(zhì)性分析

企業(yè)面對的軟硬件環(huán)境不同，“雙重嵌入”與產(chǎn)能利用率之間的關(guān)系也有所不同。通過總結(jié)前人文獻，結(jié)合本文分析，選取法律環(huán)境和公共基礎(chǔ)設(shè)施進行異質(zhì)性分析。

(1) 法律環(huán)境異質(zhì)性。根據(jù)“法律體系在商業(yè)環(huán)境中維護合同和產(chǎn)權(quán)的可能性”進行法律環(huán)境分類，均值以上為法律環(huán)境較好，均值以下為法律環(huán)境較差。結(jié)果如表5所示。通過比較分析發(fā)現(xiàn)，法律環(huán)境較好的樣本中，“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率顯著正相關(guān)；法律環(huán)境較差的樣本中，“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率之間的關(guān)系并不明顯。可能的解釋為：法律環(huán)境較好的地區(qū)，市場主體產(chǎn)權(quán)明晰，競爭目標明確，知識產(chǎn)權(quán)保護體系完善，信息傳遞與知識溢出質(zhì)量較高，能夠有效支持企業(yè)的正常運行與轉(zhuǎn)型升級，促進企業(yè)生產(chǎn)改進和資源優(yōu)化，為“雙重嵌入”與產(chǎn)能利用率之間的關(guān)聯(lián)提供了厚實的軟件環(huán)境；法律環(huán)境較差的地區(qū)，企業(yè)無效扎堆現(xiàn)象嚴重，市場主體魚龍混雜，產(chǎn)品質(zhì)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(chuàng)新，惡性競爭扭曲企業(yè)創(chuàng)新動機(張杰等，2007)，企業(yè)之間開展有機合作的積極性減弱，“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率的促進作用受到影響。

表5 法律環(huán)境異質(zhì)性

(2) 公共基礎(chǔ)設(shè)施異質(zhì)性。以“當(dāng)年企業(yè)正常運行中斷電的次數(shù)”為代表來進行公共基礎(chǔ)設(shè)施分類，均值以下為公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為完善，均值以上為公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為欠缺。結(jié)果如表6所示。通過對比分析發(fā)現(xiàn)，在公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為完善的樣本中，“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率顯著正相關(guān)；在公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為欠缺的樣本中，“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率之間的關(guān)系并不明顯。可能的解釋為：公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為完善的地區(qū)，企業(yè)生產(chǎn)負荷壓力較小，庫存容量設(shè)置合理，市場運行較為平穩(wěn)，現(xiàn)代化辦公等關(guān)聯(lián)產(chǎn)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(yè)生產(chǎn)改進和資源優(yōu)化，為“雙重嵌入”與產(chǎn)能利用率之間的關(guān)聯(lián)提供了扎實的硬件環(huán)境；而公共基礎(chǔ)設(shè)施較為欠缺的地區(qū)，企業(yè)經(jīng)常面臨斷電斷水等服務(wù)脫載問題，使得設(shè)備閑置，原材料、中間品等投入浪費，間接成本攀升，生產(chǎn)計劃斷層，無法滿足產(chǎn)品的多樣性和高質(zhì)量要求(Kalim，1998)，企業(yè)之間開展有機合作的積極性減弱，“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率的促進作用受到影響。

表6 公共基礎(chǔ)設(shè)施異質(zhì)性

五、 作用機制探討

由上文分析可知，“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響主要通過重置內(nèi)部生產(chǎn)和緩解資源錯配來發(fā)揮作用，本文據(jù)此設(shè)置相應(yīng)的中介效應(yīng)模型。重置內(nèi)部生產(chǎn)方面(reset)，采用企業(yè)“當(dāng)年生產(chǎn)設(shè)備更新投資”的對數(shù)值來表示，數(shù)值越大，代表企業(yè)重置內(nèi)部生產(chǎn)的能力越強；緩解資源錯配方面(allocation)，采用企業(yè)“當(dāng)年銷售產(chǎn)值與招待差旅費比值”的對數(shù)來表示，數(shù)值越大，代表企業(yè)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(yīng)的中介效應(yīng)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(yè)產(chǎn)能利用率，double表示企業(yè)“雙重嵌入”，mediation為中介變量，分別為重置內(nèi)部生產(chǎn)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(shù)α1，即核心解釋變量對被解釋變量的總效應(yīng)是否顯著，若顯著，則中介效應(yīng)成立，否則遮掩效應(yīng)成立。其次，檢驗方程(3)、方程(4)中的系數(shù)β1和γ2，若兩個系數(shù)都顯著，則間接效應(yīng)顯著，進行下一步分析，若至少有1個系數(shù)不顯著，對原假設(shè)β1×γ2=0進行驗證，若驗證通過，則間接效應(yīng)顯著，否則停止分析。再次，檢驗方程(4)中的系數(shù)γ1，若不顯著，則直接效應(yīng)不顯著，存在完全中介效應(yīng)，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(yīng)，匯報中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例，否則存在遮掩效應(yīng)，匯報間接效應(yīng)和直接效應(yīng)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(wěn)健標準誤，但并不影響后續(xù)sobel和bootstrap的檢驗。

1. 重置內(nèi)部生產(chǎn)的中介效應(yīng)

在重置內(nèi)部生產(chǎn)方面，由表2可知，“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率顯著正相關(guān)，說明總體中介效應(yīng)成立；由表7可知，“雙重嵌入”對中介變量重置內(nèi)部生產(chǎn)具有積極影響，在1%水平上顯著，回歸系數(shù)為1.0560，且兩者都對企業(yè)產(chǎn)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(shù)為0.0416和0.0125，即間接效應(yīng)顯著；同時，發(fā)現(xiàn)β1×γ2和γ1的符號一致且加入中介變量之后的回歸系數(shù)小于基準回歸系數(shù)，說明在“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率的關(guān)系中，重置內(nèi)部生產(chǎn)存在部分中介效應(yīng)。根據(jù)bootstrap和sobel檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為24.13%。

表7 重置內(nèi)部生產(chǎn)的中介效應(yīng)

2. 緩解資源錯配的中介效應(yīng)

在緩解資源錯配方面，由表2可知，“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率顯著正相關(guān)，說明總體中介效應(yīng)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(shù)為0.4577，且兩者都對企業(yè)產(chǎn)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(shù)為0.0484和0.0141，即間接效應(yīng)顯著；同時，發(fā)現(xiàn)β1×γ2和γ1的符號一致且加入中介變量之后的回歸系數(shù)小于基準回歸系數(shù)，說明在“雙重嵌入”與企業(yè)產(chǎn)能利用率的關(guān)系中，緩解資源錯配存在部分中介效應(yīng)。根據(jù)bootstrap和sobel檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為11.78%。

表8 緩解資源錯配的中介效應(yīng)

至此，本文的研究假設(shè)2得到證明，即“雙重嵌入”主要通過重置內(nèi)部生產(chǎn)和緩解資源錯配來提升企業(yè)產(chǎn)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(yè)產(chǎn)能利用率方面的優(yōu)越性，本文對企業(yè)單重嵌入產(chǎn)業(yè)集群和單重嵌入全球價值鏈對產(chǎn)能利用率的影響進行補充檢驗，對應(yīng)地，將“企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)集群中但未參與全球價值鏈”設(shè)為單重嵌入產(chǎn)業(yè)集群(single1)，將“企業(yè)參與全球價值鏈但未處于產(chǎn)業(yè)集群中”設(shè)為單重嵌入全球價值鏈(single2)。檢驗結(jié)果如表9所示，控制其他條件不變時，單重嵌入產(chǎn)業(yè)集群不利于企業(yè)產(chǎn)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(yè)產(chǎn)能利用率，該結(jié)論與陶鋒等(2018)的觀點類似。據(jù)此，本文的研究假設(shè)3和研究假設(shè)4得到證實。

表9 單重嵌入回歸結(jié)果

六、 結(jié)論與政策建議

本文利用世界銀行關(guān)于中國制造業(yè)企業(yè)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，實證檢驗了企業(yè)“雙重嵌入”與產(chǎn)能利用率之間的關(guān)系，研究結(jié)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(chǎn)業(yè)集群和單重嵌入全球價值鏈的優(yōu)勢與弊端，顯著促進企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。作用機制分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)“雙重嵌入”主要通過重置內(nèi)部生產(chǎn)和緩解資源錯配來提升產(chǎn)能利用率。異質(zhì)性分析表明，企業(yè)面臨的法律環(huán)境和公共基礎(chǔ)設(shè)施不同，“雙重嵌入”對產(chǎn)能利用率的影響也有所不同，“雙重嵌入”對企業(yè)產(chǎn)能利用率的促進作用在法律環(huán)境較好的地區(qū)優(yōu)于法律環(huán)境較差的地區(qū)，在公共基礎(chǔ)設(shè)施完善的地區(qū)優(yōu)于公共基礎(chǔ)設(shè)施欠缺的地區(qū)。針對上述研究結(jié)論，結(jié)合雙循環(huán)發(fā)展背景，本文就如何保證企業(yè)“雙重嵌入”的順利運轉(zhuǎn)以發(fā)揮其在穩(wěn)定經(jīng)濟增長中的微觀主體作用，提出如下政策建議。

對于企業(yè)而言，首先，要打造本地企業(yè)的有效協(xié)作機制，促進聯(lián)合生產(chǎn)，通過與上下游關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)和鄰近區(qū)位競爭企業(yè)的交流與合作，了解市場形勢與發(fā)展方向，通過集群中信息共享、成本節(jié)約與知識溢出等提升企業(yè)參與全球分工的實力與競爭力；其次，在集群中企業(yè)抱團的基礎(chǔ)上，積極構(gòu)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(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，壓縮產(chǎn)業(yè)發(fā)展進程，以較短周期實現(xiàn)企業(yè)升級，增強企業(yè)國際話語權(quán)與抗風(fēng)險能力；最后，加強企業(yè)內(nèi)部組織管理，制定企業(yè)既嵌入產(chǎn)業(yè)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(shù)關(guān)聯(lián)，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(guī)的制定，完善知識產(chǎn)權(quán)保護體系，創(chuàng)造良好的法律運行環(huán)境，明確創(chuàng)新產(chǎn)出的歸屬類別與權(quán)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(yè)“雙重嵌入”的正常運行提供培育土壤；其次，要強化本地基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，保證企業(yè)的正常生產(chǎn)活動，加強產(chǎn)業(yè)園、工業(yè)區(qū)等產(chǎn)業(yè)集群硬件主體建設(shè)，加大公共服務(wù)機構(gòu)入園入?yún)^(qū)力度，促成產(chǎn)品展覽、協(xié)會溝通等國內(nèi)外信息共享，為企業(yè)參與本地集群和全球生產(chǎn)創(chuàng)造實施平臺；最后，要適當(dāng)減少對企業(yè)經(jīng)營、市場運行的過度干預(yù)，提高企業(yè)參與市場競爭的活力與自由，增強企業(yè)進出彈性，支持企業(yè)兼并收購，減少僵尸企業(yè)滯留與堆積，為雙循環(huán)背景下鏈主企業(yè)的演變與成長掃清障礙。