海洋科技創(chuàng)新、海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與海洋全要素生產(chǎn)率
——基于中國(guó)沿海11 省份門檻效應(yīng)的實(shí)證研究

紀(jì)建悅，唐若梅，孫筱蔚

（1.中國(guó)海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院；2.中國(guó)海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院，山東青島 266100）

1 研究背景

為了應(yīng)對(duì)陸地資源短缺的現(xiàn)狀，沿海國(guó)家紛紛把目光投向海洋。我國(guó)也越來(lái)越重視對(duì)海洋的開發(fā)和研究，黨的十八大報(bào)告中首次提出建設(shè)海洋強(qiáng)國(guó)，習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中再次強(qiáng)調(diào)加快建設(shè)海洋強(qiáng)國(guó)。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)、勞動(dòng)力成本上升、能源價(jià)格上漲、海洋資源增加量有限的現(xiàn)實(shí)條件下，海洋經(jīng)濟(jì)增速已經(jīng)放緩，這也意味著以往主要依靠要素驅(qū)動(dòng)、投資驅(qū)動(dòng)的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式已經(jīng)不可持續(xù)，海洋經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展必須依靠增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變。作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)綜合效率的指標(biāo)，全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，TFP）的提升是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心源泉［1］。因此，探究海洋全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，對(duì)于轉(zhuǎn)變海洋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式、促進(jìn)海洋經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展意義重大。

海洋科技創(chuàng)新是推動(dòng)我國(guó)海洋全要素生產(chǎn)率提升、促進(jìn)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的根本途徑，是實(shí)施海洋強(qiáng)國(guó)戰(zhàn)略和21 世紀(jì)海上絲綢之路建設(shè)的重要保障。隨著我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)進(jìn)入質(zhì)量效益轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時(shí)期，海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在協(xié)調(diào)生產(chǎn)要素配置、促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率提升等方面發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用。值得注意的是，由于我國(guó)海域遼闊，各沿海省份的海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在較大的差異，這可能對(duì)海洋科技創(chuàng)新與海洋全要素生產(chǎn)率的關(guān)系造成非線性影響。因此，海洋科技創(chuàng)新能否促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率的提升、作用機(jī)制是怎樣的，以及隨著海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率存在怎樣的影響，這些問題值得深入探討。

2 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于科技創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率之間的研究頗為豐富，學(xué)者們大致從3 個(gè)角度展開研究。一是從研發(fā)（R&D）投入角度考察兩者之間的關(guān)系。R&D 投入作為科技創(chuàng)新的必要條件，對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響首先引起了學(xué)者們的關(guān)注，如Coe 等［2］認(rèn)為國(guó)內(nèi)外R&D 投入的增加都能對(duì)本國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)產(chǎn)生有利影響，鄧力群［3］、孫曉華等［4］分別從國(guó)家和企業(yè)層面證實(shí)了國(guó)內(nèi)的R&D 活動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升作用；然而，也有學(xué)者得出不同的結(jié)論，如張同斌［5］認(rèn)為我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D 資本存量與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間的關(guān)系為非線性，唐未兵等［6］則認(rèn)為R&D 投入抑制了我國(guó)全要素生產(chǎn)率的提高。針對(duì)以上R&D 投入的生產(chǎn)率悖論現(xiàn)象，蔣殿春等［7］、葉祥松等［8］、趙玉林等［9］眾多學(xué)者從R&D 投入的異質(zhì)性角度給出了解釋。二是通過對(duì)全要素生產(chǎn)率的分解來(lái)探究科技創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)度，如蔡昉［10］從理論上分析了科技創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，并得出技術(shù)進(jìn)步帶來(lái)的高效率能夠促使我國(guó)的發(fā)展模式向全要素生產(chǎn)率支撐型轉(zhuǎn)變的結(jié)論；吳新中等［11］測(cè)度了純技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，并認(rèn)為科技創(chuàng)新能推動(dòng)工業(yè)綠色發(fā)展。三是在構(gòu)建指標(biāo)體系對(duì)科技創(chuàng)新能力進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析科技創(chuàng)新能力與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，如Kale 等［12］利用主成分法構(gòu)造了科技創(chuàng)新綜合指數(shù)，并證明了科技創(chuàng)新能夠促進(jìn)印度全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)；孫英杰等［13］借鑒最具權(quán)威性的科技進(jìn)步指數(shù)評(píng)價(jià)方法對(duì)我國(guó)整體和區(qū)域的科技創(chuàng)新能力進(jìn)行評(píng)價(jià)，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)無(wú)論在全國(guó)還是區(qū)域?qū)用?，科技?chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率都有顯著的促進(jìn)作用；周國(guó)富等［14］在對(duì)國(guó)內(nèi)各省份的創(chuàng)新能力進(jìn)行評(píng)價(jià)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用空間面板模型檢驗(yàn)了創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果顯示由于目前大多數(shù)省份的創(chuàng)新能力仍然較低，因此區(qū)域創(chuàng)新能力對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用尚不顯著。

具體到海洋領(lǐng)域，關(guān)于海洋科技創(chuàng)新與海洋全要素生產(chǎn)率的研究相對(duì)比較匱乏。其中，丁黎黎等［15］認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要推動(dòng)力量；韓增林等［16］通過對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率的分解來(lái)測(cè)算技術(shù)進(jìn)步對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，結(jié)果表明技術(shù)進(jìn)步是推動(dòng)海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的最主要?jiǎng)恿?，這也說明以科技創(chuàng)新為導(dǎo)向的新發(fā)展模式是引領(lǐng)海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量；寧凌等［17］以海洋科技專利數(shù)量作為海洋科技創(chuàng)新能力的代理變量建立面板向量自回歸模型，以此來(lái)探究海洋科技創(chuàng)新與海洋全要素生產(chǎn)率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明海洋科技創(chuàng)新能夠提高海洋全要素生產(chǎn)率，但是隨著滯后期數(shù)的增加，這種促進(jìn)作用越來(lái)越??；秦琳貴等［18］認(rèn)為海洋科研機(jī)構(gòu)R&D 投入對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的增加有顯著的促進(jìn)作用，并且當(dāng)R&D 投入越過門檻值之后，這種促進(jìn)作用會(huì)變得更加顯著。

除了上述關(guān)于海洋科技創(chuàng)新的生產(chǎn)率效應(yīng)方面的研究，其他相關(guān)研究主要集中在海洋科技創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)方面，如孫才志等［19］、徐勝等［20］的研究，并且研究結(jié)論基本都支持海洋科技創(chuàng)新促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率和海洋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是這些研究都是建立在區(qū)域同質(zhì)性假設(shè)的基礎(chǔ)上。實(shí)際上，我國(guó)沿海經(jīng)濟(jì)帶覆蓋面積廣，各省份自然資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等存在較大差異，因此不同地區(qū)的海洋科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的能力也存在差異。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論的興起，學(xué)者們開始關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，如Peneder［21］和李平［22］的研究表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)帶來(lái)的結(jié)構(gòu)紅利是全要素生產(chǎn)率提升的決定性因素；蔡躍洲等［23］、胡亞茹等［24］將全要素生產(chǎn)率分解為微觀層面的技術(shù)效應(yīng)和宏觀層面的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)；余泳澤等［25］剖析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)可以通過生產(chǎn)要素重置、技術(shù)溢出和分工專業(yè)化效應(yīng)來(lái)提升全要素生產(chǎn)率。

縱觀以上文獻(xiàn)，現(xiàn)有關(guān)于科技創(chuàng)新、全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的研究比較豐富，但是仍有一些不足之處：一是關(guān)于海洋科技創(chuàng)新能否促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率提升的研究較少，且大多數(shù)研究以R&D 投入、專利數(shù)量等單一指標(biāo)作為海洋科技創(chuàng)新的代理變量，難以準(zhǔn)確衡量海洋科技創(chuàng)新能力；二是不同海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平下海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動(dòng)程度存在差異，即海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有門檻效應(yīng)，而鮮有學(xué)者在以海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為門檻變量情況下分析海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的提升作用。鑒于此，本研究構(gòu)建海洋科技創(chuàng)新指數(shù)指標(biāo)體系，實(shí)證檢驗(yàn)海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的影響及作用機(jī)制，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用面板門檻模型，以海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為門檻變量，考察海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的非線性影響。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

目前國(guó)家尚未公布2018 和2019 年度《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》，并且2017 年度《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》中有關(guān)海洋科技創(chuàng)新的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑相較之前的年度發(fā)生了改變，2007 年度之前《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》并未統(tǒng)計(jì)海洋科技創(chuàng)新有關(guān)數(shù)據(jù)，因此，考慮到數(shù)據(jù)的完備性和可得性，本研究的樣本區(qū)間為 2006—2015 年，截面上選取了遼寧、河北、天津、山東、江蘇、上海、浙江、廣東、廣西、福建、海南11 個(gè)沿海省份（以下簡(jiǎn)稱“樣本省份”）。研究數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》（2007—2016 年）、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2007—2016 年）、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》（2007—2016 年）、Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)或經(jīng)作者測(cè)算得出。

3.2 研究方法

3.2.1 DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)法

DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)法通過將數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）模型與Malmquist 指數(shù)相結(jié)合來(lái)測(cè)度全要素生產(chǎn)率。它首先利用線性規(guī)劃原理求出距離函數(shù)，再通過不同時(shí)期距離函數(shù)的比值來(lái)構(gòu)造Malmquist 指數(shù)。在t期的技術(shù)條件下Malmquist 指數(shù)的公式為：

在t+1 期的技術(shù)條件下Malmquist 指數(shù)的公式為：

為了避免對(duì)參照期的隨機(jī)選擇，F(xiàn)are 等［26］將Malmquist 指數(shù)設(shè)置為和的幾何平均，并進(jìn)一步將Malmquist 指數(shù)分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和技術(shù)效率變化指數(shù)（）。具體表示如下：

3.2.2 熵值法

熵值法是對(duì)評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行客觀賦權(quán)的一種評(píng)價(jià)方法。假設(shè)選取n個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，共有m個(gè)評(píng)價(jià)對(duì)象，為第i個(gè)評(píng)價(jià)對(duì)象在第j個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)下的取值，。熵值法的具體過程如下：

第一步，原始數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化?？紤]到原始數(shù)據(jù)的量綱存在較大差異，在進(jìn)行正式分析之前需要對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，正向指標(biāo)和逆向指標(biāo)采用的標(biāo)準(zhǔn)化公式分別如下：

第二步，計(jì)算第j個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)下第i個(gè)評(píng)價(jià)對(duì)象的權(quán)重，公式如下：

第三步，計(jì)算第j個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)的熵值，公式如下：

第四步，計(jì)算第j個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)的權(quán)重，公式如下：

最后，利用熵值法得到評(píng)價(jià)指標(biāo)的權(quán)重矩陣之后，用以下公式計(jì)算各沿海省份海洋科技創(chuàng)新指數(shù)綜合得分：

3.2.3 門檻模型構(gòu)建

Hansen［27］在1999 年提出的面板門檻模型通過引入門檻變量來(lái)構(gòu)造分段函數(shù)，并以此來(lái)檢驗(yàn)被解釋變量與解釋變量之間的非線性關(guān)系。單一門檻和雙重門檻模型分別如式（10）（11）所示，多重門檻模型以此類推。其中，i為個(gè)體，t為年份，為被解釋變量為門檻依賴變量為一組控制變量，為門檻變量，為特定的門檻值，為個(gè)體固定效應(yīng)，為隨機(jī)干擾項(xiàng)。為指示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)的條件成立時(shí)取1；否則取0。

3.3 變量設(shè)定

（1）被解釋變量：海洋全要素生產(chǎn)率（TFP）。采用DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)模型，利用MaxDEA7 軟件來(lái)測(cè)度樣本省份海洋全要素生產(chǎn)率。具體來(lái)看，首先，投入指標(biāo)從勞動(dòng)、資本、資源、能源四方面考慮。勞動(dòng)投入用涉海就業(yè)人員數(shù)量衡量；資源投入用確權(quán)海域面積衡量；由于無(wú)法得到海洋經(jīng)濟(jì)的能源消費(fèi)量，參考陳詩(shī)一［28］的研究，利用海洋生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例對(duì)樣本省份的能源消費(fèi)量進(jìn)行折算，得到用萬(wàn)t 標(biāo)準(zhǔn)煤表示的海洋經(jīng)濟(jì)能源消費(fèi)量，并以此來(lái)衡量能源投入；資本投入用海洋資本存量加以衡量，同樣用海洋生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例對(duì)樣本省份資本存量進(jìn)行折算。參考張軍等［29］對(duì)我國(guó)2000 年省際資本存量的估算結(jié)果，利用永續(xù)盤存法測(cè)算以2000 年為基期的樣本省份資本存量，公式如下：

式（12）中：i為省份；t為年份；為折舊率，取值為9.6%；I為以2000 年為基期的當(dāng)年固定資產(chǎn)投資額。

其次，產(chǎn)出指標(biāo)選取樣本省份海洋經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值來(lái)衡量。為了和海洋資本存量保持一致，同樣以2000年為基期進(jìn)行平減處理。在做計(jì)量分析時(shí)，將海洋全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和技術(shù)效率變化指數(shù)均轉(zhuǎn)化為以2006 年為基期的累積增長(zhǎng)指數(shù)。

核心解釋變量：海洋科技創(chuàng)新（TEC）。海洋科技創(chuàng)新是在一定的創(chuàng)新環(huán)境中進(jìn)行的，包含多種類型投入和產(chǎn)出的復(fù)雜的實(shí)踐活動(dòng)。參考劉大海等［30］在《國(guó)家海洋創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告2019》中所選取的評(píng)價(jià)指標(biāo)構(gòu)建海洋科技創(chuàng)新指數(shù)指標(biāo)體系，并借鑒裴瑋［31］的研究，運(yùn)用熵值法對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行客觀賦權(quán)，計(jì)算出樣本省份的海洋科技創(chuàng)新指數(shù)。具體來(lái)看，主要從海洋創(chuàng)新資源、海洋知識(shí)創(chuàng)造、海洋創(chuàng)新績(jī)效以及海洋創(chuàng)新環(huán)境4 個(gè)維度出發(fā)，共設(shè)置了15 個(gè)指標(biāo)來(lái)測(cè)度各樣本省份的海洋科技創(chuàng)新能力。

海洋科技創(chuàng)新指數(shù)指標(biāo)體系如表1 所示。

表1 海洋科技創(chuàng)新指數(shù)指標(biāo)體系

（3）門檻變量：海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（UIS）。根據(jù)配第-克拉克定理，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及勞動(dòng)力在三次產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)移，第一產(chǎn)業(yè)在國(guó)民收入中的比重逐漸下降，第二、三產(chǎn)業(yè)所占比重逐漸上升?；诖?，參考紀(jì)建悅等［32］的做法，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)值法構(gòu)造海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)，計(jì)算公式如式（13）所示。其中，表示第i產(chǎn)業(yè)增加值在海洋生產(chǎn)總值中所占的比重。的取值范圍為1～3，取值越大代表海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)越高。

（4）控制變量：一是人力資本水平（HUM），用平均受教育年限來(lái)衡量，計(jì)算公式為：（小學(xué)文化程度人數(shù)×6+初中文化程度人數(shù)×9+高中文化程度人數(shù)×12+大專及以上文化程度人數(shù)×16）/6歲以上人口數(shù)。二是技術(shù)市場(chǎng)化程度（RD），用技術(shù)市場(chǎng)成交額來(lái)衡量。三是金融發(fā)展水平（FIR），用金融相關(guān)率（金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額/GDP）來(lái)衡量。四是對(duì)外開放程度（FDI），用外商直接投資額來(lái)衡量。

4 海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的線性影響

4.1 基礎(chǔ)回歸結(jié)果

在不考慮門檻變量的前提下，本研究首先考察海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的線性影響，基礎(chǔ)回歸模型如公式（14）所示。為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的可比性，涉及價(jià)格因素的變量均已用2006 年為基期進(jìn)行平減；為了消除異方差等因素的干擾，對(duì)所有數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)處理。

在計(jì)量模型的選擇上，F(xiàn)檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果都強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，為了盡量避免不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本研究選擇固定效應(yīng)模型。表2 列示了3 種模型下的回歸結(jié)果，其中，固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果顯示海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用，海洋科技創(chuàng)新所積累的科學(xué)知識(shí)、研制的新材料、形成的新工藝能夠推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率提升，在投入既定時(shí)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出的增加，海洋全要素生產(chǎn)率因此而提高。

表2 2006—2015 年樣本省份海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率線性影響的回歸檢驗(yàn)

4.2 影響路徑檢驗(yàn)

在得出海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用之后，需要進(jìn)一步分析其作用路徑。理論上，海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動(dòng)路徑主要有兩條：技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率。本研究將DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)法得到的海洋全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，分別對(duì)海洋科技創(chuàng)新進(jìn)行回歸。海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率影響路徑的回歸結(jié)果如表3 所示，可以看出海洋科技創(chuàng)新對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響系數(shù)為0.103，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，而海洋科技創(chuàng)新對(duì)技術(shù)效率的影響系數(shù)為0.074，僅通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，這說明海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動(dòng)作用主要是依托技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)的。在海洋強(qiáng)國(guó)戰(zhàn)略的驅(qū)使下，我國(guó)逐漸加大對(duì)海洋科技創(chuàng)新的投入力度，但我國(guó)的海洋科技創(chuàng)新能力與發(fā)達(dá)國(guó)家相比還有一定差距，所以我國(guó)在海洋技術(shù)進(jìn)步方面仍然有較大的后發(fā)優(yōu)勢(shì)。正是因?yàn)榭吹搅诉@一差距，目前我國(guó)海洋科技創(chuàng)新方面的投入主要集中在應(yīng)用創(chuàng)新領(lǐng)域，涉海高校、科研機(jī)構(gòu)、企業(yè)通過研發(fā)新產(chǎn)品、改進(jìn)生產(chǎn)工藝和設(shè)備等創(chuàng)新活動(dòng)共同推動(dòng)了海洋技術(shù)進(jìn)步。相比之下，我國(guó)對(duì)于海洋科技人力資本素質(zhì)的提高、海洋資源之間的協(xié)調(diào)以及涉海就業(yè)人員的培訓(xùn)等基礎(chǔ)創(chuàng)新方面的關(guān)注還不夠，因此海洋科技創(chuàng)新對(duì)技術(shù)效率的促進(jìn)作用還有待提高。

表3 2006—2015 年樣本省份海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率影響路徑的回歸檢驗(yàn)

4.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)

以上研究表明，海洋科技創(chuàng)新能力的提高能夠促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率的增加，并且主要是通過技術(shù)進(jìn)步來(lái)實(shí)現(xiàn)的；反過來(lái)，當(dāng)一個(gè)地區(qū)的海洋全要素生產(chǎn)率較高時(shí)，意味著該地區(qū)技術(shù)水平和資源配置效率較高，這可能會(huì)激發(fā)海洋科技創(chuàng)新的活力，促進(jìn)地區(qū)海洋科技創(chuàng)新能力的提升。那么，海洋科技創(chuàng)新成了海洋全要素生產(chǎn)率增加的結(jié)果，這屬于反向因果帶來(lái)的內(nèi)生性問題。為了排除這一干擾，本研究參考席鵬輝［33］的做法，采用以下兩種方式進(jìn)行檢驗(yàn)：（1）將滯后1 期的海洋科技創(chuàng)新作為核心解釋變量，回歸結(jié)果如表4 中的第（1）列所示，這是因?yàn)闇?期與當(dāng)期的海洋科技創(chuàng)新密切相關(guān)，且不會(huì)受到當(dāng)期海洋全要素生產(chǎn)率的影響，這直接減少了當(dāng)期海洋科技創(chuàng)新與海洋全要素生產(chǎn)率的反向因果關(guān)系；（2）將滯后1 期的海洋科技創(chuàng)新作為當(dāng)期海洋科技創(chuàng)新的工具變量，并進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)，回歸結(jié)果如表4 中的第（2）列所示。由表4 可以看出，兩種情形下海洋科技創(chuàng)新均能顯著促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率的增加，這說明反向因果關(guān)系對(duì)研究結(jié)論的影響不大。

表4 2006—2015 年樣本省份海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率影響的內(nèi)生性檢驗(yàn)

5 海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)

5.1 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

以上從線性角度探討了海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的影響，以下構(gòu)造以海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為門檻變量的面板門檻模型，試圖探討海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率影響的非線性門檻特征。在進(jìn)行門檻模型回歸之前要確定面板門檻模型的具體形式，自抽樣500 次的檢驗(yàn)結(jié)果如表5 所示，由F統(tǒng)計(jì)量值與P值可知，海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的雙重門檻和三重門檻均未通過顯著性檢驗(yàn)，而單一門檻通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。因此，在以海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為門檻變量分析海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率影響的門檻特征時(shí)，應(yīng)采用單一門檻模型進(jìn)行估計(jì)，模型形式如下：

表5 2006—2015 年樣本省份海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)門檻的顯著性檢驗(yàn)

門檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)通過后，需要對(duì)門檻值的真實(shí)性進(jìn)行識(shí)別，表6 報(bào)告了單一門檻的估計(jì)值及95%的置信區(qū)間。由表6 可知，海洋科技創(chuàng)新推動(dòng)海洋全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的單一門檻取值為0.938，95%的置信區(qū)間為［0.934，0.957］，門檻估計(jì)值的置信區(qū)間長(zhǎng)度僅為0.023，非常短，110 個(gè)觀測(cè)值中只有2 個(gè)值落入置信區(qū)間中，這說明門檻估計(jì)值與真實(shí)值較為接近，通過了門檻值的真實(shí)性檢驗(yàn)。

表6 2006—2015 年樣本省份海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)門檻值估計(jì)結(jié)果和置信區(qū)間

5.2 門檻回歸結(jié)果分析

表7 報(bào)告了樣本省份在不同海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平下海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。其中，在海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)較小時(shí)（），回歸系數(shù)為0.190，且在1%顯著性水平上顯著；當(dāng)海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)跨過了門檻值（），回歸系數(shù)大幅增加至0.386，且在1%的顯著性水平上顯著。這說明隨著海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)的增大，越過單一門檻后，海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動(dòng)作用會(huì)更加顯著。事實(shí)上，海洋科技創(chuàng)新主要通過技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率兩條路徑促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率提高。一方面，相比舊的生產(chǎn)技術(shù)，海洋科技創(chuàng)新所形成的新技術(shù)能夠在投入一定的情況下給企業(yè)帶來(lái)更多產(chǎn)出，由于專利保護(hù)制度的存在，擁有新技術(shù)的企業(yè)可以在一段時(shí)間內(nèi)壟斷某項(xiàng)生產(chǎn)工藝并獲得可觀的收益，隨著生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率相應(yīng)提高；另一方面，海洋科技創(chuàng)新能力的提高意味著先進(jìn)的設(shè)備、工藝以及科學(xué)的管理方法能夠得到充分利用，企業(yè)內(nèi)部資源之間的協(xié)調(diào)性也會(huì)增加，在企業(yè)面臨的技術(shù)水平一定時(shí)，資源的合理配置以及高效利用能夠優(yōu)化技術(shù)的使用，使既定技術(shù)水平的潛能得到更大程度的釋放，技術(shù)效率因此提高，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率也相應(yīng)提高。企業(yè)是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的微觀主體，如果所有企業(yè)的科技創(chuàng)新能力均有所提高，宏觀上的海洋全要素生產(chǎn)率必定會(huì)提高。海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)既包括產(chǎn)業(yè)內(nèi)的結(jié)構(gòu)升級(jí)，也包括產(chǎn)業(yè)間的結(jié)構(gòu)升級(jí)。在產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)表現(xiàn)為擁有先進(jìn)技術(shù)和較高生產(chǎn)率的企業(yè)規(guī)模得以擴(kuò)大；在產(chǎn)業(yè)之間，海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)則伴隨著勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)要素從低生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)向高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)既包括以先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)為支撐的新興產(chǎn)業(yè)，也包括傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)中生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)。兩種情形下的海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)都可以通過生產(chǎn)要素的合理配置來(lái)促進(jìn)宏觀層面海洋全要素生產(chǎn)率的提高，并且海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)越高，海洋資源的配置就會(huì)更加合理、利用會(huì)更加高效。因此，海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能夠通過提高海洋資源的配置效率，使海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用得到更好發(fā)揮。

5.3 分地區(qū)門檻回歸結(jié)果分析

由于我國(guó)沿海經(jīng)濟(jì)帶覆蓋面積較廣，因此本研究借鑒杜軍等［34］的做法，以長(zhǎng)江流域?yàn)榉纸缇€，將樣本省份劃分為長(zhǎng)江流域以南和長(zhǎng)江流域以北地區(qū)分別進(jìn)行實(shí)證分析，以深入探析海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的影響，以及海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的門檻效應(yīng)是否存在顯著的地區(qū)性差異。其中，長(zhǎng)江流域以南包括江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南7 個(gè)省份，長(zhǎng)江流域以北包括遼寧、河北、天津、山東4 個(gè)省市。分地區(qū)門檻模型回歸結(jié)果如表8 所示，可見長(zhǎng)江流域以南地區(qū)海洋科技創(chuàng)新促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的過程中存在顯著的海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)門檻特征，在海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)較小時(shí)（），回歸系數(shù)為0.205，且在1%顯著性水平上顯著；海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)跨越門檻值（）之后，回歸系數(shù)大幅增加至0.396，且在1%顯著性水平上顯著，這與全樣本省份層面的回歸結(jié)果相似，進(jìn)一步證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性；長(zhǎng)江流域以北地區(qū)則沒有顯著的海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)門檻效應(yīng)，線性回歸結(jié)果表明海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.193，并且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。造成這種現(xiàn)象的原因可能是，長(zhǎng)江流域以北地區(qū)開發(fā)海洋資源時(shí)的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)色彩較重，海洋管理制度相對(duì)比較落后，海洋資源配置效率較低，因此海洋產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)進(jìn)程較為緩慢；長(zhǎng)江流域以南地區(qū)資金實(shí)力雄厚，海洋科技創(chuàng)新能力強(qiáng)，市場(chǎng)機(jī)制更加完善，在市場(chǎng)信號(hào)的引導(dǎo)下部分省份海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)超過了門檻值，因此海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更為顯著。

表8 2006—2015 年樣本省份分地區(qū)以海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為門檻變量的門檻模型回歸檢驗(yàn)

表8（續(xù)）

6 結(jié)論與建議

本研究利用2006—2015 年我國(guó)11 個(gè)沿海省份的面板數(shù)據(jù)，在實(shí)證檢驗(yàn)了海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的影響情況及作用機(jī)制的基礎(chǔ)上構(gòu)建面板門檻模型，以考察海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在海洋科技創(chuàng)新促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的過程中起到的門檻作用。研究結(jié)果表明：第一，海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用，且主要是通過技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)的；第二，海洋科技創(chuàng)新促進(jìn)海洋全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的過程中有門檻效應(yīng)存在，當(dāng)海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)跨過門檻值之后，海洋科技創(chuàng)新對(duì)海洋全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用愈發(fā)顯著。

基于以上結(jié)論，提出以下建議：

（1）加快海洋科技創(chuàng)新步伐。第一，建立有效的科研激勵(lì)機(jī)制，調(diào)動(dòng)海洋科研工作者的創(chuàng)新活力，發(fā)揮海洋科技創(chuàng)新對(duì)技術(shù)進(jìn)步的推動(dòng)作用；加大對(duì)涉海就業(yè)人員的培訓(xùn)力度，以提高其對(duì)于新興海洋技術(shù)的消化吸收應(yīng)用能力，充分發(fā)掘海洋科技創(chuàng)新對(duì)技術(shù)效率的提升作用。第二，深化海洋科研管理經(jīng)費(fèi)改革，提高科研經(jīng)費(fèi)配置效率，在海洋科研經(jīng)費(fèi)投向的選擇上要減少主觀性，多參考第三方評(píng)估機(jī)構(gòu)的意見。第三，加強(qiáng)海洋科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的環(huán)境建設(shè)，包括基礎(chǔ)設(shè)施等硬環(huán)境以及制度、管理等軟環(huán)境建設(shè)，提高信息通信技術(shù)的覆蓋率，加強(qiáng)科研機(jī)構(gòu)、高校以及涉海企業(yè)的交流合作，增強(qiáng)科技成果轉(zhuǎn)化率。第四，促進(jìn)海洋技術(shù)轉(zhuǎn)移與技術(shù)擴(kuò)散，加大對(duì)落后沿海地區(qū)的技術(shù)支持，在發(fā)揮國(guó)內(nèi)海洋引領(lǐng)示范區(qū)作用的基礎(chǔ)上加強(qiáng)與國(guó)外的交流與合作。

（2）引導(dǎo)海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第一，引導(dǎo)海洋企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)向“微笑曲線”兩端提升，提高海洋產(chǎn)品附加值。第二，建立寬嚴(yán)適度的海洋相關(guān)行業(yè)準(zhǔn)入規(guī)則，充分發(fā)揮市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)選擇機(jī)制，使得高競(jìng)爭(zhēng)力企業(yè)得以生存，同時(shí)加強(qiáng)企業(yè)間的交流與合作。第三，有針對(duì)性地培養(yǎng)、扶持技術(shù)含量高的海洋產(chǎn)業(yè)，使之成為經(jīng)濟(jì)中的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)向其他產(chǎn)業(yè)擴(kuò)散，帶動(dòng)相關(guān)上下游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第四，大力培育戰(zhàn)略性海洋新興產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)造引領(lǐng)新的消費(fèi)需求，引導(dǎo)要素資源向海洋新興產(chǎn)業(yè)集聚。