科技創新促進中國海洋經濟高質量發展了嗎
——基于科技創新對海洋經濟綠色全要素生產率影響的實證檢驗

秦琳貴，沈體雁

(1.北京大學 政府管理學院，北京 100871；2.沈陽農業大學 經濟管理學院，遼寧 沈陽 110866)

0 引言

隨著國內外發展環境變動，我國經濟已經從高速發展階段轉向高質量發展階段。2015年以來，我國海洋經濟平均增長率僅為8.62%，雖然仍高于GDP增速，但與之前兩位數的增長相比，已經有了大幅下降。與全國經濟形勢類似，海洋經濟同樣由高速發展階段轉向新常態，增長速度開始放緩。為加快海洋經濟高質量發展，我國出臺了一系列政策：黨的十八大提出，提高海洋資源開發能力，堅決維護國家海洋權益，建設海洋強國的戰略目標；十九大報告進一步提出，堅持陸海統籌，加快建設海洋強國。海洋經濟示范建設不斷推進，從2011年的海洋經濟發展試點到2016年的海洋經濟創新發展示范城市，再到2018年的14個海洋經濟發展示范區。2018年，習近平同志指出，建設海洋強國，加快海洋科技創新步伐，推動海洋經濟高質量發展，關鍵在于科技創新。我國海洋經濟長期以來資源依賴性特征較為顯著，海洋油氣業、海洋漁業等傳統產業占比較高，海洋電力、海水淡化、海洋生物醫藥等海洋新興產業體量較小，海洋領域新舊動能轉換、海洋經濟產業結構升級需要加強科技創新，進而促進海洋經濟高質量發展。推動全要素生產率驅動發展是實現經濟高質量發展的核心表現，而綠色全要素生產率進一步考慮了資源和環境約束，更能體現高質量發展內涵。因此，本文基于科技創新對海洋經濟綠色全要素生產率增長效應的實證分析，揭示科技創新在促進我國海洋經濟高質量發展中的作用和效果，為推動海洋經濟高質量發展提供決策參考。

1 文獻綜述

近年來，科技創新對經濟高質量發展影響的相關研究一直是學術界關注的問題。創新驅動，尤其是核心技術創新是提升國家競爭力、保障國家安全的重要基石，是支撐引領高質量發展的動力源泉[1]。實現高質量發展是新時代中國經濟發展的根本要求，而高質量發展離不開科技創新推動[2]。陳昌兵[3]認為，我國三次產業發展的主要動力已經轉換到創新上，創新是新時代我國高質量發展的動力；涂正革等[4]研究發現，偏向資本的技術進步有助于經濟高質量發展；劉思明等[5]通過編制創新驅動力指數，實證分析了創新驅動對經濟高質量發展的影響。由此可見，多數文獻支持科技創新有助于經濟高質量發展，但是關于海洋經濟高質量發展測度，以及科技創新對海洋經濟高質量發展影響的相關文獻鮮見。

關于經濟高質量發展水平測度，學術界未尚形成統一的意見，主要測度方式可以分為兩類：一類是通過構建綜合評價指標體系衡量區域高質量發展水平，如鈔小靜等[6]從經濟增長結構、穩定性、福利分配、生態環境4個方面構建經濟增長質量指數；宋明順等[7]進一步從競爭質量、民生質量、生態質量3個維度衡量經濟發展質量；師博等[8]、李金昌等[9]從增長的基本面和社會成果兩個維度構建經濟增長質量綜合評價體系。另一類是利用替代指標衡量經濟高質量發展水平，如金碚[10]認為，經濟發展質量是一個綜合性概念，不可計量因素的存在導致學術界大多采用替代性指標反映經濟高質量發展水平。部分學者使用人均實際GDP作為衡量經濟發展質量的代理變量，如陳詩一等[11]、廖祖君等[12]、郭晨等[13]在研究新型城鎮化建設對區域經濟發展質量的影響時，采用區域全要素生產率衡量經濟發展質量；陳昌兵(2018)認為，高質量發展的含義豐富，但其根本在于提高勞動生產率和全要素生產率；劉思明等(2019)、涂正革等(2019)也采用全要素生產率衡量經濟高質量發展。

由于綠色全要素生產率充分考慮了資源環境約束，更能體現高質量發展內涵，因此，近年來越來越多的相關文獻開始使用綠色全要素生產率作為高質量發展的代理變量。金碚(2018)認為，高速增長階段的關切主要表現為“GDP 居首”，高質量發展階段更關切“綠色環?！?；吳傳清等[14]選取綠色全要素生產率衡量長江經濟帶經濟高質量發展水平；何愛平等[15]認為，綠色發展效率是新時代中國特色社會主義經濟轉向高質量發展的重要衡量指標。

關于科技創新與綠色全要素生產率間關系的研究，多數學者認為，科技創新有助于綠色全要素生產率提升。袁寶龍等(2018)認為，實質性創新對綠色全要素生產率具有顯著促進作用，策略性創新只對西部地區GTFP具有促進作用；吳新中等[16]認為，技術創新能夠促進長江經濟帶工業綠色全要素生產率提高。少數學者認為，科技創新不一定能促進綠色全要素生產率提升，例如王曉曉等[17]研究發現，不同執行部門的研發投入對全要素生產率的影響具有顯著差異，美國政府科研機構投入對于TFP的回歸系數顯著為負；李健等[18]采用“科研、技術服務和地質勘查從業人數”代表科技創新因素，發現其對三大城市群GTFP的回歸系數為負。部分學者研究發現，科技創新與綠色全要素生產率存在非線性關系，如葛鵬飛等[19]通過實證研究發現，基礎創新對“一帶一路”國家綠色全要素生產率的提升效應是邊際遞減的，而應用創新的作用則是先降后升；吳傳清等(2019)發現，對外開放背景下，科技創新對綠色全要素生產率的影響呈現出顯著正向“N”形非線性特征。

關于海洋經濟綠色全要素生產率的研究是近幾年才開始的，且現階段成果相對較少。丁黎黎等[20]、趙昕等[21]首先構造資源與環境損耗指數，測算資源環境雙重因素下沿海地區海洋經濟綠色全要素生產率，并分析海洋產業結構、海洋專業技術水平、環境污染治理等因素的影響；蓋美等[22]、狄乾斌等[23]分別使用三階段超效率SBM-Global模型和SBM-Malmquist指數模型測度沿海省市海洋經濟綠色全要素生產率，并分析了陸域經濟發展水平、海洋產業結構、海洋科研人力資本等影響因素；胡曉珍[24]、韓增林等[25]則使用DEA-Malmquist指數模型對中國沿海省市海洋經濟效率和全要素生產率進行測度。

縱觀以上文獻，現有科技創新、區域經濟高質量發展以及全要素生產率相關研究比較豐富，但是仍有一些不足之處：一是海洋經濟高質量發展實證研究相對較少，尚未有采用綠色全要素生產率衡量海洋經濟高質量發展水平的文獻；二是關于科技創新能否促進海洋經濟綠色全要素生產率提升的研究相對較少；三是關于海洋經濟綠色全要素生產率測度有待進一步研究。一方面，關于非期望產出的設定，如丁黎黎等(2015)、趙昕等(2016)建立資源與環境損耗指數作為非期望產出，而大多數綠色全要素生產率是將資源作為投入要素，胡曉珍(2018)和狄乾斌等(2018)分別僅考慮入海廢水排放量和碳排放作為非期望產出。另一方面，現有海洋綠色全要素生產率測度所用數據基本上都是截至2014年，時效性相對較低?；诖?，本文考慮使用基于非期望產出的SBM模型和ML生產率指數，全面測度2002—2016年我國沿海省市海洋經濟綠色全要素生產率，系統分析科技創新對海洋經濟綠色全要素生產率的線性與非線性影響。

2 海洋經濟綠色全要素生產率測算

2.1 海洋經濟綠色全要素生產率測算方法

按照Chung等[27]提出的方法，可以得到第t期到第t+1期的ML指數為：

2.2 投入產出指標選取

本研究的決策單元為沿海11個省市，由于國家并未公布2017和2018年度《中國海洋統計年鑒》，因此，本文涉及的多項海洋經濟指標最新數據無法獲取，故時間跨度為2002—2016年。具體投入產出指標選取如下：

(1)投入指標。包括勞動力投入、資本投入和能源投入。其中，勞動力投入方面，與多數海洋經濟效率相關文獻類似，選擇涉海就業人員數加以衡量，數據來自歷年《中國海洋統計年鑒》；資本投入方面選擇海洋資本存量加以衡量，由于目前沒有海洋固定資產投資相關數據，本文借鑒張軍(2004)的研究，以2000年為基期，使用永續盤存法計算沿海省市資本存量，采用海洋生產總值與GDP的比例進行折算，進而得到各省市海洋資本存量；能源投入方面，與丁黎黎等(2015)、趙昕等(2016)的研究不同，本文參考大多數相關研究，如陳詩一[28]，仍將能源作為投入要素，使用海洋生產總值與GDP的比例對各省市能源消費量進行折算，得到各省市海洋經濟能源消費量，單位為萬噸標準煤，數據來自歷年《中國能源統計年鑒》。

(2)產出指標。關于期望產出，使用各省市海洋生產總值衡量，同樣以2000年為基期進行平減，數據來自歷年《中國海洋統計年鑒》。關于非期望產出，主要考慮陸域污染物對海洋生態的影響，選擇直接入海廢水排放量和沿海工業固體廢棄物排放量衡量，數據來自Wind數據庫。

2.3 海洋經濟綠色全要素生產率測算結果

本文使用MaxDEA Ultra 8.1軟件對近年來我國沿海省市海洋經濟綠色全要素生產率及其分解指標進行測度。表1反映了自2001年以來，我國總體海洋GTFP及分解指數變動趨勢?？傮w上看，2001—2009年海洋經濟綠色全要素生產率波動相對較大，2010年之后變動相對較小，2001—2016年海洋經濟綠色全要素生產率年均增長2.85%。從海洋綠色全要素生產率分解情況看，大多數年份，技術進步指數TC對GTFP具有較強的正向效應，而技術效率指數EC對GTFP的總體效應為負。其主要原因可能在于，長期以來，我國海洋資源管理計劃色彩相對較重，沿海地區用地用海政策不夠靈活，海洋管理制度相對落后，海洋資源配置水平相對較低，使得技術效率指數EC的作用未能得到有效發揮。相對而言，涉海企業、高校、科研機構等創新主體不斷創新工藝，提高生產技能，充分發揮了技術進步指數TC的作用。

分年度看，2002—2006年得益于“十五”期間海洋經濟年均23.5%的爆發式增長，新技術、新設備大量使用，使得技術進步指數TC一直處于1.1以上的較高水平，但是由于資源配置水平未能同步，技術效率指數EC一直維持在0.95左右，導致總體GTFC并沒有達到很高水平。2006—2007年技術進步指數顯著下降，與“十一五”規劃明確要求能源強度降低20% ，以及主要污染排放物總量減少10% 的節能減排約束性指標政策有很大關系。但同期海洋經濟資源配置水平穩步上升，抵消了一部分技術進步指數下降對總體GTFP的影響。2008—2009年受金融危機的影響，海洋經濟GTFP下降至0.989 9，主要還是由于技術進步指數下降所致。2009年之后，技術效率指數EC的變化相對平穩，基本上都在1左右，海洋經濟GTFP的變動主要是受技術進步指數TC的影響，2009—2014年，技術進步指數TC變動也相對較小，保持在1.011左右，同期海洋經濟GTFP基本上在1.007左右。2015年，海洋經濟GTFP達到7.1%左右的較大增幅，主要原因可能在于“十二五”期間開展的海洋經濟示范建設推動了海洋技術進步。

表2反映的是各省(市)2001年以來海洋經濟GTFP以及分解指數情況。從區域層面看，研究期內海洋經濟GTFP可以分為4個層次：山東、浙江和江蘇海洋經濟GTFP在1.05以上，屬于第一層次，海洋經濟GTFP增長速度較快；上海、福建、廣東屬于第二層次，海洋經濟GTFP在1～1.05之間，海洋經濟GTFP也呈穩步增長；天津、河北、遼寧3省(市)屬于第三層次，海洋經濟綠色全要素生產率在0.95～1之間，海洋經濟GTFP略有下降；廣西和海南則屬于第四層次，海洋經濟GTFP下降了8%左右。

表1 我國2002—2016年海洋經濟綠色全要素生產率

表2 我國沿海省市海洋經濟綠色全要素生產率測算結果

從海洋經濟GTFP分解指數上看，區域GTFP變動仍存在一定差異。其中，山東、江蘇技術效率指數EC和技術進步指數TC同時提高，帶動了海洋經濟GTFP快速增長；浙江、福建和遼寧是技術效率指數EC下降，技術進步指數TC上升，但遼寧技術效率指數EC下降幅度相對較大，導致其總體海洋經濟GFTP處于下降趨勢。主要原因可能在于遼寧屬于東北老工業基地，在轉型升級過程中要素配置水平相對較低；上海、廣東技術效率指數EC基本沒有變化，技術進步指數增長促進了海洋經濟GTFP提高；天津、河北、廣西和海南情況類似，海洋經濟GTFP變動盡管也是由技術進步指數TC變動引起的，但是上述區域技術進步指數TC是下降的，天津和河北技術進步指數TC只略微下降，而廣西和海南技術進步指數TC下降幅度比較大?？赡茉蚴菑V西和海南本身海洋經濟體量較小且第一產業比重較高，對于漁業資源的依賴程度較高，使得技術進步水平長期處于較低狀態。

3 實證分析

技術進步是實現經濟增長的內生動力，而技術進步過程實際上與科技創新密不可分?？萍紕撔乱匕夹g、人才和資金，通過政府和市場資源配置，企業、研究機構和高校等創新主體通過形成新思路、發明新專利、產生新工藝、創造新產品等一系列成果轉化過程，提高生產效率，產生經濟效益。同時，通過資源節約化、產業生態化、生態經濟化實現綠色效益提升，進而實現經濟高質量發展。習近平同志強調，科技創新是引領發展的第一動力。在我國海洋經濟進入新常態背景下，加強科技創新，既是實現海洋經濟高質量發展的關鍵途徑，也是保持海洋經濟長期高質量發展的重要因素?？萍紕撔聦Ｑ蠼洕哔|量發展影響的作用機理如圖2所示。本文將從線性和基于門檻的非線性兩個視角，實證分析科技創新對海洋經濟高質量發展的影響。

圖1 科技創新對海洋經濟高質量發展的作用機理

3.1 變量選擇與數據說明

被解釋變量為海洋經濟高質量發展水平，采用海洋經濟綠色全要素生產率GTFP的對數加以衡量。核心解釋變量為科技創新投入Inn，選擇海洋科研機構經費收入總額的對數衡量區域海洋科技創新投入力度。未考慮高校和涉海企業研發投入，主要原因是由于海洋經濟統計體系不完善導致數據不可得。此外，由于《中國海洋統計年鑒》沒有統計2006年之前海洋科研機構經費收入總額，因此，本文實證分析部分的時間跨度為2006—2016年。

參考現有海洋經濟綠色全要素生產率影響因素研究成果，選擇如下控制變量：區域經濟發展水平Pgdp，采用人均實際GDP衡量；從陸源污染視角選擇沿海工業規模Ind，采用區域工業產值衡量；海洋產業結構Stru，采用海洋第三產業占比衡量；環境污染治理水平Envi，采用地方污染治理支出總額衡量；基礎設施水平Infr，采用區域公路密度衡量。以上變量均采用對數形式，涉及價格因素變量均以2000年為基期進行平減。各變量描述性統計結果及數據來源如表3所示?？萍紕撔峦度氲膶抵祃nInn的標準差相對較大，意味著各地區科技創新投入差距較大，但是綠色全要素生產率對數值lnGTFP和基礎設施水平對數值的離散系數更大，主要原因是二者均值相對較小。

表3 變量描述性統計結果及數據來源

3.2 科技創新對海洋經濟GTFP的線性影響

為分析科技創新對海洋經濟GTFP的線性影響，本文構建如下實證分析模型：

lnGTFPit=α0+α1lnInnit+βlnXit+εit

(1)

其中，α0為常數項，α1表示科技創新投入對海洋經濟GTFP的線性影響，β為控制變量的系數向量，εit為隨機干擾項。根據之前控制變量的選取，代入(1)式可得：

lnGTFPit=α0+α1lnInnit+β1lnPgdpit+β2lnIndit+β3lnStruit+β4lnEnviit+β5lnInfit+εit

(2)

3.2.1 平穩性檢驗

為保證回歸結果的有效性，首先對各變量平穩性進行檢驗，由于本研究截面數量與時間跨度相同，采用LLC檢驗、HT檢驗和IPS檢驗3種方法，檢驗各變量是否存在單位根，結果如表4所示。從表4可以看出，在LLC檢驗下，海洋科技創新投入水平lnInn在5%統計水平上顯著，但是在HT檢驗和IPS檢驗下，均在1%統計水平上顯著；在IPS檢驗下，基礎設施水平lnInfr在10%統計水平上不顯著，但是在LLC檢驗和HT檢驗下，均在1%統計水平上顯著；其它變量在3種檢驗方法下均通過了1%統計水平的顯著性檢驗。因此，可以認為，本文涉及的所有變量均為平穩變量，可以進行回歸分析。

表4 變量平穩性檢驗結果

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；括號內為p值，下同

3.2.2 回歸結果分析

利用Stata14.0軟件，本文首先對面板數據模型估計方法進行篩選，固定效應模型與混合OLS模型篩選的F檢驗結果顯示，應當選擇固定效應模型，利用Hausman檢驗進一步確定固定效應模型還是隨機效應模型，結果拒絕原假設，故選擇固定效應模型，采用Xtscc命令綜合處理模型中可能存在的異方差、序列相關和截面相關問題。為比較回歸結果，本文將3種模型估計結果一并給出，如表5所示，模型1為混合OLS估計，模型2為固定效應估計，模型3為隨機效應估計。同時，考慮到模型可能存在的內生性問題，采用GMM方法進一步估計模型，模型4為差分GMM估計結果，模型5為系統GMM估計結果。

表5 科技創新影響我國海洋經濟GTFP回歸結果

由于本文研究時間跨度相對較短，相對于系統GMM估計，差分GMM估計結果更穩健，因此，模型4是重點討論的對象。采用xtabond命令完成差分GMM估計，AR(1)檢驗的伴隨概率為0.021，在5%統計水平上顯著，存在一階自相關；AR(2)檢驗的伴隨概率為0.330，不存在二階自相關，說明差分GMM估計方法是適用的，模型設定是合理的。工具變量過度識別Sargan檢驗的P值為1.000，說明工具變量選擇是有效的，模型總體矩條件是成立的。

從差分GMM估計結果看，核心解釋變量科技創新投入力度lnInn的回歸系數為0.060，且通過了10%統計水平的顯著性檢驗，說明科技創新有助于我國海洋經濟綠色全要素生產率提高，即科技創新能夠促進我國海洋經濟高質量發展。其它回歸方法中，混合OLS回歸下，科技創新投入力度lnInn的回歸系數為0.028，相對較小，但是在5%統計水平上顯著；固定效應模型與差分GMM的回歸結果較為接近，隨機效應模型與系統GMM回歸中，科技創新投入力度lnInn的回歸系數同樣顯著為正，支持“科技創新有助于我國海洋經濟綠色全要素生產率提高”的結論?？萍紕撔麓龠M我國海洋經濟高質量發展主要通過以下途徑：一是科技創新能夠提高海洋資源利用效率，降低能源消費量，從而提高綠色全要素生產率；二是科技創新活動能夠促進新產品、新專利產生，通過提高沿海企業生產能力促進綠色全要素生產率提高；三是通過減少產品在生產、流通、消費等環節的污染排放，直接促進綠色全要素生產率提高。

控制變量方面，區域經濟發展水平lnPgdp的回歸系數顯著為負，與周五七[29]的研究成果類似，說明現階段總體上看，沿海省市經濟增長質量不高，經濟增長反而會抑制海洋經濟綠色全要素生產率提高，當區域經濟發展達到較高水平時，上述情況會有所改觀。沿海工業規模lnInd的回歸系數在10%的統計水平上顯著為負，與趙昕等(2016)的研究結果類似，說明沿海工業發展不利于海洋經濟綠色全要素生產率提高?？赡茉蛟谟冢貉睾９I一方面依賴海洋資源，另一方面產生的三廢會污染海洋生態環境。因此，加快沿海工業產業結構優化升級，加大工業污染處置力度對于海洋經濟綠色全要素生產率提升意義重大。海洋產業結構lnStru的回歸系數顯著為正，與丁黎黎等(2015)的研究類似，說明大力發展海洋第三產業，優化海洋產業結構，是實現海洋經濟綠色發展的重要路徑。環境污染治理水平lnEnvi的回歸系數盡管為正但并不顯著，與丁黎黎等(2015)的研究結果類似，說明現階段沿海地區環境污染治理方面的投資并未有效推動海洋經濟綠色發展，主要原因可能在于環境污染治理屬于事后階段，相對于環境污染事前預防，效果并不是很好?；A設施水平lnInfr的回歸系數顯著為正，說明加強沿海區域基礎設施建設有助于海洋經濟綠色全要素生產率提高，與吳傳清等(2019)的研究結果不同，盡管基礎設施建設過程會對環境產生一定影響，但是建成之后對于經濟效率的提升作用很大。

3.2.3 穩健性檢驗

為了檢驗模型回歸結果的有效性，本文采用3種方法進行穩健性檢驗：一是考慮到樣本隨機性和異常值影響，剔除海洋經濟綠色全要素生產率中1%的極大值和極小值樣本，回歸結果見表6中的模型6；二是考慮到科技創新可能存在的滯后性，使用科技創新投入lnInn的滯后一期作為解釋變量，回歸結果見模型7；三是剔除2006年和2016年的樣本，采用2007—2015年數據構建模型8。從穩健性檢驗結果看，科技創新投入力度lnInn的回歸系數大小雖有所變化，但仍顯著為正；沿海工業規模lnInd在模型8中的回歸系數為負，但并不顯著；海洋產業結構lnStru在模型8中不顯著，但是在模型6和7中仍然顯著為正?？傮w上看，各變量回歸系數只是在大小上存在較小區別，符號和顯著性基本沒有太大差異。因此，模型對于科技創新影響海洋經濟綠色全要素生產率的解釋力相對較強，模型實證結論是穩健的。

表6 模型穩健性檢驗結果

3.3 門檻效應檢驗結果

本文采用Hansen[30]提出的門檻效應模型，以海洋科技創新投入lnInn為門檻變量，構建如下模型：

lnGTFPit=α0+α1lnInnit·I(lnInnit≤γ1)+α2lnInnit·I(lnInnit>γ1)+βlnXit+εit

(3)

其中，lnXit為控制變量，lnInnit為門檻變量，γ為門檻值，當lnInnit≤γ1時，I=1，當lnInnit>γ1時，I=0。采用自舉法Bootstrap，運行500次，模擬出似然比統計量P值的臨界值，進而檢驗模型是否存在門檻效應及門檻數量。檢驗結果如表7所示，單一門檻檢驗在10%的統計水平上拒絕原假設，而雙門檻檢驗則無法拒絕原假設，故模型存在單一門檻，門檻值為2.341 9。

在門檻條件檢驗后，需要門檻模型參數進行估計，結果如表8所示。當海洋科技創新投入lnInn≤2.342時，回歸系數為0.051且在1%統計水平上顯著；當海洋科技創新投入lnInn>2.342時，回歸系數大幅增加至0.089，且通過了5%的顯著性檢驗，說明隨著海洋科技創新投入不斷增加，越過單一門檻之后，對于海洋經濟綠色全要素生產率的提升作用會更加顯著。2016年，山東、廣東和上海的海洋科技創新投入力度均超過了該門檻，3省(市)當年海洋經濟綠色全要素生產率分別為1.096、1.022和1.031，均實現了較大幅度增長，從另一個角度驗證了門檻效應回歸結論。因此，持續加強海洋科技創新投入，有助于實現海洋經濟高質量發展。

表7 門檻條件檢驗結果

注∶RSS為殘差平方和，MSE為均方誤差；臨界值與P值采用Bootstrap模擬500次得到

表8 門檻效應估計結果

4 結論與政策建議

4.1 主要結論

本文采用海洋經濟綠色全要素生產率衡量海洋經濟高質量發展水平。以沿海11個省(市)為研究對象，首先，采用非徑向、非角度的SBM方向性距離函數和ML生產率指數，測算2002—2016年我國沿海省市海洋經濟綠色全要素生產率；然后，使用差分GMM方法估計科技創新對海洋經濟綠色全要素生產率的線性影響，進而分析科技創新對海洋經濟綠色全要素生產率影響的門檻效應，得到如下主要結論：

(1)總體上看，近年來我國海洋經濟綠色全要素生產率呈現先大幅波動后平穩增長的狀態，年均增長率為2.85%；從海洋經濟綠色全要素生產率分解看，技術進步指數TC對GTFP具有較強的正向效應，而技術效率指數EC對GTFP的總體效應為負。

(2)科技創新對于海洋經濟綠色全要素生產率具有顯著促進作用，有助于海洋經濟高質量發展。

(3)科技創新對海洋經濟綠色全要素生產率的影響存在單一門檻效應，隨著海洋科技創新投入不斷增加，越過單一門檻之后，科技創新對于海洋經濟綠色全要素生產率的提升作用會更加顯著。

4.2 政策建議

在海洋經濟同樣步入新常態背景下，要實現海洋經濟增長與生態環境保護齊頭并進，必須堅持從要素和投資驅動轉向創新驅動的海洋經濟高質量發展道路。

(1)持續加大海洋科技創新投入力度。海洋經濟的高風險性決定了海洋科技創新投入具有更高的風險。因此，需要政府、銀行、企業多方共同努力，構建多渠道海洋科技創新支持體系。一是政府可以通過設立海洋產業發展基金、沿海地方財政科研經費向海洋經濟傾斜、稅收補貼等方式，通過政府資金引導與放大作用，吸引更多社會資本對海洋經濟發展給予支持。二是海洋科技創新活動的周期長、資金大，政策性銀行和商業銀行可以向開展科技創新活動的海洋高科技企業提供更多低息中長期貸款，充分發揮金融支持海洋科技創新的作用。三是鼓勵涉海企業真正成為科技創新決策、研發投入、科研組織、成果轉化的主體。

(2)積極營造良好的海洋科技創新環境，提高海洋經濟資源要素配置能力。實證研究發現，我國海洋經濟綠色全要素生產率提高更多地依靠技術進步，而技術效率的貢獻比較有限。技術效率實際上主要體現在管理制度和資源配置水平上，可以通過引導新型海洋科技創新主體引入新型管理體制，提升資源配置效率，包括鼓勵高校、科研機構和企業組建產學研自主創新聯盟，以及構建跨區域產學研公共合作平臺等。

(3)制定差異化海洋科技創新支持政策。地方政府應結合自身發展實際，制定差異化科技創新政策。海洋科技創新水平較低的地區，如廣西、海南，可以將重心放在科技成果轉化應用方面，通過制定優惠政策吸引高新海洋技術落地轉化。同時，利用自身生態優勢，聚焦生態科技，發展第三產業，推動海洋經濟綠色發展?？萍紕撔滤捷^高的地區，如山東、江蘇、浙江等，應充分挖掘現有科技資源潛力，使科技資源利用效率最大化，聚焦海洋新興產業，突破海洋關鍵核心技術。同時，健全科技創新成果轉化體系和定價機制，努力提升市場轉化效率，有效發揮科技創新成果轉化對海洋經濟高質量發展的促進作用。

(4)深入推進海洋科技創新全面對外開放。我國海洋科技水平與美國、日本等海洋強國還存在一定差距，應加強海洋科技交流活動，形成科技創新與高質量對外開放的良性互動機制。注重將國外的海洋高新技術、人才、知識等創新要素引進來，充分發揮技術前沿上移對海洋綠色全要素生產率指數的提升效應。同時，鼓勵國內有競爭力海洋科技企業和人才走出去，參與國際海洋市場競爭，加強技術和信息方面的溝通與交流，提升先進海洋科技創新要素吸收和利用能力。