海洋科技創新、海洋產業結構升級與海洋全要素生產率
——基于中國沿海11 省份門檻效應的實證研究

紀建悅，唐若梅，孫筱蔚

（1.中國海洋大學經濟學院；2.中國海洋大學海洋發展研究院，山東青島 266100）

1 研究背景

為了應對陸地資源短缺的現狀，沿海國家紛紛把目光投向海洋。我國也越來越重視對海洋的開發和研究，黨的十八大報告中首次提出建設海洋強國，習近平總書記在黨的十九大報告中再次強調加快建設海洋強國。在我國經濟發展進入新常態、勞動力成本上升、能源價格上漲、海洋資源增加量有限的現實條件下，海洋經濟增速已經放緩，這也意味著以往主要依靠要素驅動、投資驅動的粗放型經濟增長方式已經不可持續，海洋經濟的高質量發展必須依靠增長方式的轉變。作為衡量經濟增長綜合效率的指標，全要素生產率（total factor productivity，TFP）的提升是經濟高質量發展的核心源泉［1］。因此，探究海洋全要素生產率增長的驅動機制，對于轉變海洋經濟增長方式、促進海洋經濟可持續發展意義重大。

海洋科技創新是推動我國海洋全要素生產率提升、促進海洋經濟高質量發展的根本途徑，是實施海洋強國戰略和21 世紀海上絲綢之路建設的重要保障。隨著我國海洋經濟進入質量效益轉變的關鍵時期，海洋產業結構升級在協調生產要素配置、促進海洋全要素生產率提升等方面發揮著越來越重要的作用。值得注意的是，由于我國海域遼闊，各沿海省份的海洋產業結構存在較大的差異，這可能對海洋科技創新與海洋全要素生產率的關系造成非線性影響。因此，海洋科技創新能否促進海洋全要素生產率的提升、作用機制是怎樣的，以及隨著海洋產業結構的升級，海洋科技創新對海洋全要素生產率存在怎樣的影響，這些問題值得深入探討。

2 文獻綜述

關于科技創新與全要素生產率之間的研究頗為豐富，學者們大致從3 個角度展開研究。一是從研發（R&D）投入角度考察兩者之間的關系。R&D 投入作為科技創新的必要條件，對全要素生產率的影響首先引起了學者們的關注，如Coe 等［2］認為國內外R&D 投入的增加都能對本國全要素生產率的增長產生有利影響，鄧力群［3］、孫曉華等［4］分別從國家和企業層面證實了國內的R&D 活動對全要素生產率的提升作用；然而，也有學者得出不同的結論，如張同斌［5］認為我國高技術產業的R&D 資本存量與全要素生產率增長之間的關系為非線性，唐未兵等［6］則認為R&D 投入抑制了我國全要素生產率的提高。針對以上R&D 投入的生產率悖論現象，蔣殿春等［7］、葉祥松等［8］、趙玉林等［9］眾多學者從R&D 投入的異質性角度給出了解釋。二是通過對全要素生產率的分解來探究科技創新對全要素生產率的貢獻度，如蔡昉［10］從理論上分析了科技創新與全要素生產率的關系，并得出技術進步帶來的高效率能夠促使我國的發展模式向全要素生產率支撐型轉變的結論；吳新中等［11］測度了純技術進步對工業綠色全要素生產率的貢獻，并認為科技創新能推動工業綠色發展。三是在構建指標體系對科技創新能力進行綜合評價的基礎上進一步分析科技創新能力與全要素生產率之間的關系，如Kale 等［12］利用主成分法構造了科技創新綜合指數，并證明了科技創新能夠促進印度全要素生產率的增長；孫英杰等［13］借鑒最具權威性的科技進步指數評價方法對我國整體和區域的科技創新能力進行評價，進一步研究發現無論在全國還是區域層面，科技創新對全要素生產率都有顯著的促進作用；周國富等［14］在對國內各省份的創新能力進行評價的基礎上，運用空間面板模型檢驗了創新對全要素生產率的驅動效應，實證結果顯示由于目前大多數省份的創新能力仍然較低，因此區域創新能力對全要素生產率的促進作用尚不顯著。

具體到海洋領域，關于海洋科技創新與海洋全要素生產率的研究相對比較匱乏。其中，丁黎黎等［15］認為技術進步是海洋經濟綠色全要素生產率增長的主要推動力量；韓增林等［16］通過對海洋經濟全要素生產率的分解來測算技術進步對海洋經濟全要素生產率的貢獻，結果表明技術進步是推動海洋經濟全要素生產率增長的最主要動力，這也說明以科技創新為導向的新發展模式是引領海洋經濟發展的重要力量；寧凌等［17］以海洋科技專利數量作為海洋科技創新能力的代理變量建立面板向量自回歸模型，以此來探究海洋科技創新與海洋全要素生產率之間的動態關系，結果表明海洋科技創新能夠提高海洋全要素生產率，但是隨著滯后期數的增加，這種促進作用越來越小；秦琳貴等［18］認為海洋科研機構R&D 投入對海洋經濟綠色全要素生產率的增加有顯著的促進作用，并且當R&D 投入越過門檻值之后，這種促進作用會變得更加顯著。

除了上述關于海洋科技創新的生產率效應方面的研究，其他相關研究主要集中在海洋科技創新的經濟增長效應方面，如孫才志等［19］、徐勝等［20］的研究，并且研究結論基本都支持海洋科技創新促進海洋全要素生產率和海洋經濟增長，但是這些研究都是建立在區域同質性假設的基礎上。實際上，我國沿海經濟帶覆蓋面積廣，各省份自然資源稟賦、經濟發展水平、海洋產業結構等存在較大差異，因此不同地區的海洋科技創新成果轉化為現實生產力的能力也存在差異。隨著產業結構理論的興起，學者們開始關注產業結構升級對全要素生產率的影響，如Peneder［21］和李平［22］的研究表明產業結構升級帶來的結構紅利是全要素生產率提升的決定性因素；蔡躍洲等［23］、胡亞茹等［24］將全要素生產率分解為微觀層面的技術效應和宏觀層面的產業結構效應；余泳澤等［25］剖析了產業結構升級對全要素生產率的影響機制，認為產業結構升級可以通過生產要素重置、技術溢出和分工專業化效應來提升全要素生產率。

縱觀以上文獻，現有關于科技創新、全要素生產率、產業結構升級的研究比較豐富，但是仍有一些不足之處：一是關于海洋科技創新能否促進海洋全要素生產率提升的研究較少，且大多數研究以R&D 投入、專利數量等單一指標作為海洋科技創新的代理變量，難以準確衡量海洋科技創新能力；二是不同海洋產業結構水平下海洋科技創新對海洋全要素生產率的驅動程度存在差異，即海洋產業結構升級具有門檻效應，而鮮有學者在以海洋產業結構升級為門檻變量情況下分析海洋科技創新對海洋全要素生產率的提升作用。鑒于此，本研究構建海洋科技創新指數指標體系，實證檢驗海洋科技創新對海洋全要素生產率的影響及作用機制，在此基礎上運用面板門檻模型，以海洋產業結構升級為門檻變量，考察海洋科技創新對海洋全要素生產率的非線性影響。

3 研究設計

3.1 數據來源

目前國家尚未公布2018 和2019 年度《中國海洋統計年鑒》，并且2017 年度《中國海洋統計年鑒》中有關海洋科技創新的數據統計口徑相較之前的年度發生了改變，2007 年度之前《中國海洋統計年鑒》并未統計海洋科技創新有關數據，因此，考慮到數據的完備性和可得性，本研究的樣本區間為 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 個沿海省份（以下簡稱“樣本省份”）。研究數據均來源于《中國海洋統計年鑒》（2007—2016 年）、《中國統計年鑒》（2007—2016 年）、《中國能源統計年鑒》（2007—2016 年）、Wind 數據庫或經作者測算得出。

3.2 研究方法

3.2.1 DEA-Malmquist 生產率指數法

DEA-Malmquist 生產率指數法通過將數據包絡分析（DEA）模型與Malmquist 指數相結合來測度全要素生產率。它首先利用線性規劃原理求出距離函數，再通過不同時期距離函數的比值來構造Malmquist 指數。在t期的技術條件下Malmquist 指數的公式為：

在t+1 期的技術條件下Malmquist 指數的公式為：

為了避免對參照期的隨機選擇，Fare 等［26］將Malmquist 指數設置為和的幾何平均，并進一步將Malmquist 指數分解為技術進步指數和技術效率變化指數（）。具體表示如下：

3.2.2 熵值法

熵值法是對評價指標進行客觀賦權的一種評價方法。假設選取n個評價指標，共有m個評價對象，為第i個評價對象在第j個評價指標下的取值，。熵值法的具體過程如下：

第一步，原始數據的標準化。考慮到原始數據的量綱存在較大差異，在進行正式分析之前需要對原始數據進行標準化處理，正向指標和逆向指標采用的標準化公式分別如下：

第二步，計算第j個評價指標下第i個評價對象的權重，公式如下：

第三步，計算第j個評價指標的熵值，公式如下：

第四步，計算第j個評價指標的權重，公式如下：

最后，利用熵值法得到評價指標的權重矩陣之后，用以下公式計算各沿海省份海洋科技創新指數綜合得分：

3.2.3 門檻模型構建

Hansen［27］在1999 年提出的面板門檻模型通過引入門檻變量來構造分段函數，并以此來檢驗被解釋變量與解釋變量之間的非線性關系。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，為個體固定效應，為隨機干擾項。為指示性函數，當括號內的條件成立時取1；否則取0。

3.3 變量設定

（1）被解釋變量：海洋全要素生產率（TFP）。采用DEA-Malmquist 生產率指數模型，利用MaxDEA7 軟件來測度樣本省份海洋全要素生產率。具體來看，首先，投入指標從勞動、資本、資源、能源四方面考慮。勞動投入用涉海就業人員數量衡量；資源投入用確權海域面積衡量；由于無法得到海洋經濟的能源消費量，參考陳詩一［28］的研究，利用海洋生產總值占地區生產總值的比例對樣本省份的能源消費量進行折算，得到用萬t 標準煤表示的海洋經濟能源消費量，并以此來衡量能源投入；資本投入用海洋資本存量加以衡量，同樣用海洋生產總值占地區生產總值的比例對樣本省份資本存量進行折算。參考張軍等［29］對我國2000 年省際資本存量的估算結果，利用永續盤存法測算以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 年為基期的當年固定資產投資額。

其次，產出指標選取樣本省份海洋經濟生產總值來衡量。為了和海洋資本存量保持一致，同樣以2000年為基期進行平減處理。在做計量分析時，將海洋全要素生產率指數、技術進步指數和技術效率變化指數均轉化為以2006 年為基期的累積增長指數。

核心解釋變量：海洋科技創新（TEC）。海洋科技創新是在一定的創新環境中進行的，包含多種類型投入和產出的復雜的實踐活動。參考劉大海等［30］在《國家海洋創新指數報告2019》中所選取的評價指標構建海洋科技創新指數指標體系，并借鑒裴瑋［31］的研究，運用熵值法對各指標進行客觀賦權，計算出樣本省份的海洋科技創新指數。具體來看，主要從海洋創新資源、海洋知識創造、海洋創新績效以及海洋創新環境4 個維度出發，共設置了15 個指標來測度各樣本省份的海洋科技創新能力。

海洋科技創新指數指標體系如表1 所示。

表1 海洋科技創新指數指標體系

（3）門檻變量：海洋產業結構升級（UIS）。根據配第-克拉克定理，隨著經濟的發展以及勞動力在三次產業之間的轉移，第一產業在國民收入中的比重逐漸下降，第二、三產業所占比重逐漸上升。基于此，參考紀建悅等［32］的做法，采用產業結構變動值法構造海洋產業結構升級指數，計算公式如式（13）所示。其中，表示第i產業增加值在海洋生產總值中所占的比重。的取值范圍為1～3，取值越大代表海洋產業結構升級指數越高。

（4）控制變量：一是人力資本水平（HUM），用平均受教育年限來衡量，計算公式為：（小學文化程度人數×6+初中文化程度人數×9+高中文化程度人數×12+大專及以上文化程度人數×16）/6歲以上人口數。二是技術市場化程度（RD），用技術市場成交額來衡量。三是金融發展水平（FIR），用金融相關率（金融機構年末存貸款余額/GDP）來衡量。四是對外開放程度（FDI），用外商直接投資額來衡量。

4 海洋科技創新對海洋全要素生產率的線性影響

4.1 基礎回歸結果

在不考慮門檻變量的前提下，本研究首先考察海洋科技創新對海洋全要素生產率的線性影響，基礎回歸模型如公式（14）所示。為了保持數據的可比性，涉及價格因素的變量均已用2006 年為基期進行平減；為了消除異方差等因素的干擾，對所有數據取對數處理。

在計量模型的選擇上，F檢驗和Hausman 檢驗結果都強烈拒絕原假設，為了盡量避免不隨時間變化的不可觀測因素導致的內生性問題，本研究選擇固定效應模型。表2 列示了3 種模型下的回歸結果，其中，固定效應模型的回歸結果顯示海洋科技創新對海洋全要素生產率有顯著的促進作用，海洋科技創新所積累的科學知識、研制的新材料、形成的新工藝能夠推動技術進步與技術效率提升，在投入既定時實現產出的增加，海洋全要素生產率因此而提高。

表2 2006—2015 年樣本省份海洋科技創新對海洋全要素生產率線性影響的回歸檢驗

4.2 影響路徑檢驗

在得出海洋科技創新對海洋全要素生產率有顯著的促進作用之后，需要進一步分析其作用路徑。理論上，海洋科技創新對海洋全要素生產率的驅動路徑主要有兩條：技術進步和技術效率。本研究將DEA-Malmquist 生產率指數法得到的海洋全要素生產率分解為技術進步和技術效率，分別對海洋科技創新進行回歸。海洋科技創新對海洋全要素生產率影響路徑的回歸結果如表3 所示，可以看出海洋科技創新對技術進步的影響系數為0.103，且通過了1%的顯著性水平檢驗，而海洋科技創新對技術效率的影響系數為0.074，僅通過了10%的顯著性水平檢驗，這說明海洋科技創新對海洋全要素生產率的驅動作用主要是依托技術進步實現的。在海洋強國戰略的驅使下，我國逐漸加大對海洋科技創新的投入力度，但我國的海洋科技創新能力與發達國家相比還有一定差距，所以我國在海洋技術進步方面仍然有較大的后發優勢。正是因為看到了這一差距，目前我國海洋科技創新方面的投入主要集中在應用創新領域，涉海高校、科研機構、企業通過研發新產品、改進生產工藝和設備等創新活動共同推動了海洋技術進步。相比之下，我國對于海洋科技人力資本素質的提高、海洋資源之間的協調以及涉海就業人員的培訓等基礎創新方面的關注還不夠，因此海洋科技創新對技術效率的促進作用還有待提高。

表3 2006—2015 年樣本省份海洋科技創新對海洋全要素生產率影響路徑的回歸檢驗

4.3 內生性檢驗

以上研究表明，海洋科技創新能力的提高能夠促進海洋全要素生產率的增加，并且主要是通過技術進步來實現的；反過來，當一個地區的海洋全要素生產率較高時，意味著該地區技術水平和資源配置效率較高，這可能會激發海洋科技創新的活力，促進地區海洋科技創新能力的提升。那么，海洋科技創新成了海洋全要素生產率增加的結果，這屬于反向因果帶來的內生性問題。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行檢驗：（1）將滯后1 期的海洋科技創新作為核心解釋變量，回歸結果如表4 中的第（1）列所示，這是因為滯后1期與當期的海洋科技創新密切相關，且不會受到當期海洋全要素生產率的影響，這直接減少了當期海洋科技創新與海洋全要素生產率的反向因果關系；（2）將滯后1 期的海洋科技創新作為當期海洋科技創新的工具變量，并進行兩階段最小二乘估計，回歸結果如表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新均能顯著促進海洋全要素生產率的增加，這說明反向因果關系對研究結論的影響不大。

表4 2006—2015 年樣本省份海洋科技創新對海洋全要素生產率影響的內生性檢驗

5 海洋科技創新對海洋全要素生產率的門檻效應

5.1 門檻效應檢驗

以上從線性角度探討了海洋科技創新對海洋全要素生產率的影響，以下構造以海洋產業結構升級為門檻變量的面板門檻模型，試圖探討海洋科技創新對海洋全要素生產率影響的非線性門檻特征。在進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 次的檢驗結果如表5 所示，由F統計量值與P值可知，海洋產業結構升級的雙重門檻和三重門檻均未通過顯著性檢驗，而單一門檻通過了1%的顯著性水平檢驗。因此，在以海洋產業結構升級為門檻變量分析海洋科技創新對海洋全要素生產率影響的門檻特征時，應采用單一門檻模型進行估計，模型形式如下：

表5 2006—2015 年樣本省份海洋產業結構升級門檻的顯著性檢驗

門檻效應的顯著性檢驗通過后，需要對門檻值的真實性進行識別，表6 報告了單一門檻的估計值及95%的置信區間。由表6 可知，海洋科技創新推動海洋全要素生產率增長的單一門檻取值為0.938，95%的置信區間為［0.934，0.957］，門檻估計值的置信區間長度僅為0.023，非常短，110 個觀測值中只有2 個值落入置信區間中，這說明門檻估計值與真實值較為接近，通過了門檻值的真實性檢驗。

表6 2006—2015 年樣本省份海洋產業結構升級門檻值估計結果和置信區間

5.2 門檻回歸結果分析

表7 報告了樣本省份在不同海洋產業結構升級水平下海洋科技創新對海洋全要素生產率的驅動效應。其中，在海洋產業結構升級指數較小時（），回歸系數為0.190，且在1%顯著性水平上顯著；當海洋產業結構升級指數跨過了門檻值（），回歸系數大幅增加至0.386，且在1%的顯著性水平上顯著。這說明隨著海洋產業結構升級指數的增大，越過單一門檻后，海洋科技創新對海洋全要素生產率的驅動作用會更加顯著。事實上，海洋科技創新主要通過技術進步和技術效率兩條路徑促進海洋全要素生產率提高。一方面，相比舊的生產技術，海洋科技創新所形成的新技術能夠在投入一定的情況下給企業帶來更多產出，由于專利保護制度的存在，擁有新技術的企業可以在一段時間內壟斷某項生產工藝并獲得可觀的收益，隨著生產經營規模的擴大，企業的全要素生產率相應提高；另一方面，海洋科技創新能力的提高意味著先進的設備、工藝以及科學的管理方法能夠得到充分利用，企業內部資源之間的協調性也會增加，在企業面臨的技術水平一定時，資源的合理配置以及高效利用能夠優化技術的使用，使既定技術水平的潛能得到更大程度的釋放，技術效率因此提高，企業的全要素生產率也相應提高。企業是經濟活動的微觀主體，如果所有企業的科技創新能力均有所提高，宏觀上的海洋全要素生產率必定會提高。海洋產業結構升級既包括產業內的結構升級，也包括產業間的結構升級。在產業內部，海洋產業結構升級表現為擁有先進技術和較高生產率的企業規模得以擴大；在產業之間，海洋產業結構升級則伴隨著勞動、資本等生產要素從低生產率產業向高生產率產業的轉移，高生產率產業既包括以先進生產技術為支撐的新興產業，也包括傳統產業中生產率較高的產業。兩種情形下的海洋產業結構升級都可以通過生產要素的合理配置來促進宏觀層面海洋全要素生產率的提高，并且海洋產業結構升級指數越高，海洋資源的配置就會更加合理、利用會更加高效。因此，海洋產業結構升級能夠通過提高海洋資源的配置效率，使海洋科技創新對海洋全要素生產率的促進作用得到更好發揮。

5.3 分地區門檻回歸結果分析

由于我國沿海經濟帶覆蓋面積較廣，因此本研究借鑒杜軍等［34］的做法，以長江流域為分界線，將樣本省份劃分為長江流域以南和長江流域以北地區分別進行實證分析，以深入探析海洋科技創新對海洋全要素生產率的影響，以及海洋產業結構升級的門檻效應是否存在顯著的地區性差異。其中，長江流域以南包括江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南7 個省份，長江流域以北包括遼寧、河北、天津、山東4 個省市。分地區門檻模型回歸結果如表8 所示，可見長江流域以南地區海洋科技創新促進海洋全要素生產率增長的過程中存在顯著的海洋產業結構升級門檻特征，在海洋產業結構升級指數較小時（），回歸系數為0.205，且在1%顯著性水平上顯著；海洋產業結構升級指數跨越門檻值（）之后，回歸系數大幅增加至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果相似，進一步證明了回歸結果的穩健性；長江流域以北地區則沒有顯著的海洋產業結構升級門檻效應，線性回歸結果表明海洋科技創新對海洋全要素生產率的影響系數為0.193，并且通過了1%的顯著性水平檢驗。造成這種現象的原因可能是，長江流域以北地區開發海洋資源時的計劃經濟色彩較重，海洋管理制度相對比較落后，海洋資源配置效率較低，因此海洋產業轉型升級進程較為緩慢；長江流域以南地區資金實力雄厚，海洋科技創新能力強，市場機制更加完善，在市場信號的引導下部分省份海洋產業結構升級指數超過了門檻值，因此海洋科技創新對海洋全要素生產率的促進作用更為顯著。

表8 2006—2015 年樣本省份分地區以海洋產業結構升級為門檻變量的門檻模型回歸檢驗

表8（續）

6 結論與建議

本研究利用2006—2015 年我國11 個沿海省份的面板數據，在實證檢驗了海洋科技創新對海洋全要素生產率的影響情況及作用機制的基礎上構建面板門檻模型，以考察海洋產業結構升級在海洋科技創新促進海洋全要素生產率增長的過程中起到的門檻作用。研究結果表明：第一，海洋科技創新對海洋全要素生產率的增長有顯著的促進作用，且主要是通過技術進步實現的；第二，海洋科技創新促進海洋全要素生產率增長的過程中有門檻效應存在，當海洋產業結構升級跨過門檻值之后，海洋科技創新對海洋全要素生產率的促進作用愈發顯著。

基于以上結論，提出以下建議：

（1）加快海洋科技創新步伐。第一，建立有效的科研激勵機制，調動海洋科研工作者的創新活力，發揮海洋科技創新對技術進步的推動作用；加大對涉海就業人員的培訓力度，以提高其對于新興海洋技術的消化吸收應用能力，充分發掘海洋科技創新對技術效率的提升作用。第二，深化海洋科研管理經費改革，提高科研經費配置效率，在海洋科研經費投向的選擇上要減少主觀性，多參考第三方評估機構的意見。第三，加強海洋科技創新成果轉化的環境建設，包括基礎設施等硬環境以及制度、管理等軟環境建設，提高信息通信技術的覆蓋率，加強科研機構、高校以及涉海企業的交流合作，增強科技成果轉化率。第四，促進海洋技術轉移與技術擴散，加大對落后沿海地區的技術支持，在發揮國內海洋引領示范區作用的基礎上加強與國外的交流與合作。

（2）引導海洋產業結構升級。第一，引導海洋企業的生產經營活動向“微笑曲線”兩端提升，提高海洋產品附加值。第二，建立寬嚴適度的海洋相關行業準入規則，充分發揮市場競爭選擇機制，使得高競爭力企業得以生存，同時加強企業間的交流與合作。第三，有針對性地培養、扶持技術含量高的海洋產業，使之成為經濟中的主導產業，引導高技術產業的技術向其他產業擴散，帶動相關上下游產業的發展。第四，大力培育戰略性海洋新興產業，創造引領新的消費需求，引導要素資源向海洋新興產業集聚。