秦琳貴，沈體雁

(1.北京大學(xué) 政府管理學(xué)院，北京 100871；2.沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110866)

0 引言

隨著國(guó)內(nèi)外發(fā)展環(huán)境變動(dòng)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)從高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。2015年以來(lái)，我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)平均增長(zhǎng)率僅為8.62%，雖然仍高于GDP增速，但與之前兩位數(shù)的增長(zhǎng)相比，已經(jīng)有了大幅下降。與全國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)類(lèi)似，海洋經(jīng)濟(jì)同樣由高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)向新常態(tài)，增長(zhǎng)速度開(kāi)始放緩。為加快海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，我國(guó)出臺(tái)了一系列政策：黨的十八大提出，提高海洋資源開(kāi)發(fā)能力，堅(jiān)決維護(hù)國(guó)家海洋權(quán)益，建設(shè)海洋強(qiáng)國(guó)的戰(zhàn)略目標(biāo)；十九大報(bào)告進(jìn)一步提出，堅(jiān)持陸海統(tǒng)籌，加快建設(shè)海洋強(qiáng)國(guó)。海洋經(jīng)濟(jì)示范建設(shè)不斷推進(jìn)，從2011年的海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展試點(diǎn)到2016年的海洋經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新發(fā)展示范城市，再到2018年的14個(gè)海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展示范區(qū)。2018年，習(xí)近平同志指出，建設(shè)海洋強(qiáng)國(guó)，加快海洋科技創(chuàng)新步伐，推動(dòng)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，關(guān)鍵在于科技創(chuàng)新。我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期以來(lái)資源依賴(lài)性特征較為顯著，海洋油氣業(yè)、海洋漁業(yè)等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)占比較高，海洋電力、海水淡化、海洋生物醫(yī)藥等海洋新興產(chǎn)業(yè)體量較小，海洋領(lǐng)域新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換、海洋經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)需要加強(qiáng)科技創(chuàng)新，進(jìn)而促進(jìn)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。推動(dòng)全要素生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)發(fā)展是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心表現(xiàn)，而綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)一步考慮了資源和環(huán)境約束，更能體現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵。因此，本文基于科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)的實(shí)證分析，揭示科技創(chuàng)新在促進(jìn)我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中的作用和效果，為推動(dòng)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供決策參考。

1 文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的相關(guān)研究一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的問(wèn)題。創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，尤其是核心技術(shù)創(chuàng)新是提升國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)力、保障國(guó)家安全的重要基石，是支撐引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)力源泉[1]。實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展是新時(shí)代中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本要求，而高質(zhì)量發(fā)展離不開(kāi)科技創(chuàng)新推動(dòng)[2]。陳昌兵[3]認(rèn)為，我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要?jiǎng)恿σ呀?jīng)轉(zhuǎn)換到創(chuàng)新上，創(chuàng)新是新時(shí)代我國(guó)高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)力；涂正革等[4]研究發(fā)現(xiàn)，偏向資本的技術(shù)進(jìn)步有助于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；劉思明等[5]通過(guò)編制創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力指數(shù)，實(shí)證分析了創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。由此可見(jiàn)，多數(shù)文獻(xiàn)支持科技創(chuàng)新有助于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，但是關(guān)于海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展測(cè)度，以及科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的相關(guān)文獻(xiàn)鮮見(jiàn)。

關(guān)于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平測(cè)度，學(xué)術(shù)界未尚形成統(tǒng)一的意見(jiàn)，主要測(cè)度方式可以分為兩類(lèi)：一類(lèi)是通過(guò)構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系衡量區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展水平，如鈔小靜等[6]從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)、穩(wěn)定性、福利分配、生態(tài)環(huán)境4個(gè)方面構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)；宋明順等[7]進(jìn)一步從競(jìng)爭(zhēng)質(zhì)量、民生質(zhì)量、生態(tài)質(zhì)量3個(gè)維度衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量；師博等[8]、李金昌等[9]從增長(zhǎng)的基本面和社會(huì)成果兩個(gè)維度構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)體系。另一類(lèi)是利用替代指標(biāo)衡量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，如金碚[10]認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量是一個(gè)綜合性概念，不可計(jì)量因素的存在導(dǎo)致學(xué)術(shù)界大多采用替代性指標(biāo)反映經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。部分學(xué)者使用人均實(shí)際GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的代理變量，如陳詩(shī)一等[11]、廖祖君等[12]、郭晨等[13]在研究新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響時(shí)，采用區(qū)域全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量；陳昌兵(2018)認(rèn)為，高質(zhì)量發(fā)展的含義豐富，但其根本在于提高勞動(dòng)生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率；劉思明等(2019)、涂正革等(2019)也采用全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

由于綠色全要素生產(chǎn)率充分考慮了資源環(huán)境約束，更能體現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵，因此，近年來(lái)越來(lái)越多的相關(guān)文獻(xiàn)開(kāi)始使用綠色全要素生產(chǎn)率作為高質(zhì)量發(fā)展的代理變量。金碚(2018)認(rèn)為，高速增長(zhǎng)階段的關(guān)切主要表現(xiàn)為“GDP 居首”，高質(zhì)量發(fā)展階段更關(guān)切“綠色環(huán)?！?；吳傳清等[14]選取綠色全要素生產(chǎn)率衡量長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平；何愛(ài)平等[15]認(rèn)為，綠色發(fā)展效率是新時(shí)代中國(guó)特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的重要衡量指標(biāo)。

關(guān)于科技創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率間關(guān)系的研究，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，科技創(chuàng)新有助于綠色全要素生產(chǎn)率提升。袁寶龍等(2018)認(rèn)為，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用，策略性創(chuàng)新只對(duì)西部地區(qū)GTFP具有促進(jìn)作用；吳新中等[16]認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新能夠促進(jìn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高。少數(shù)學(xué)者認(rèn)為，科技創(chuàng)新不一定能促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提升，例如王曉曉等[17]研究發(fā)現(xiàn)，不同執(zhí)行部門(mén)的研發(fā)投入對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響具有顯著差異，美國(guó)政府科研機(jī)構(gòu)投入對(duì)于TFP的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；李健等[18]采用“科研、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查從業(yè)人數(shù)”代表科技創(chuàng)新因素，發(fā)現(xiàn)其對(duì)三大城市群GTFP的回歸系數(shù)為負(fù)。部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率存在非線(xiàn)性關(guān)系，如葛鵬飛等[19]通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)創(chuàng)新對(duì)“一帶一路”國(guó)家綠色全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)是邊際遞減的，而應(yīng)用創(chuàng)新的作用則是先降后升；吳傳清等(2019)發(fā)現(xiàn)，對(duì)外開(kāi)放背景下，科技創(chuàng)新對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)出顯著正向“N”形非線(xiàn)性特征。

關(guān)于海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的研究是近幾年才開(kāi)始的，且現(xiàn)階段成果相對(duì)較少。丁黎黎等[20]、趙昕等[21]首先構(gòu)造資源與環(huán)境損耗指數(shù)，測(cè)算資源環(huán)境雙重因素下沿海地區(qū)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率，并分析海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、海洋專(zhuān)業(yè)技術(shù)水平、環(huán)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(shù)模型測(cè)度沿海省市海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率，并分析了陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、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(shù)模型對(duì)中國(guó)沿海省市海洋經(jīng)濟(jì)效率和全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度。

縱觀(guān)以上文獻(xiàn)，現(xiàn)有科技創(chuàng)新、區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展以及全要素生產(chǎn)率相關(guān)研究比較豐富，但是仍有一些不足之處：一是海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展實(shí)證研究相對(duì)較少，尚未有采用綠色全要素生產(chǎn)率衡量海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的文獻(xiàn)；二是關(guān)于科技創(chuàng)新能否促進(jìn)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率提升的研究相對(duì)較少；三是關(guān)于海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度有待進(jìn)一步研究。一方面，關(guān)于非期望產(chǎn)出的設(shè)定，如丁黎黎等(2015)、趙昕等(2016)建立資源與環(huán)境損耗指數(shù)作為非期望產(chǎn)出，而大多數(shù)綠色全要素生產(chǎn)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(chǎn)出。另一方面，現(xiàn)有海洋綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度所用數(shù)據(jù)基本上都是截至2014年，時(shí)效性相對(duì)較低?；诖?，本文考慮使用基于非期望產(chǎn)出的SBM模型和ML生產(chǎn)率指數(shù)，全面測(cè)度2002—2016年我國(guó)沿海省市海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率，系統(tǒng)分析科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的線(xiàn)性與非線(xiàn)性影響。

2 海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算

2.1 海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)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(shù)為：

2.2 投入產(chǎn)出指標(biāo)選取

本研究的決策單元為沿海11個(gè)省市，由于國(guó)家并未公布2017和2018年度《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》，因此，本文涉及的多項(xiàng)海洋經(jīng)濟(jì)指標(biāo)最新數(shù)據(jù)無(wú)法獲取，故時(shí)間跨度為2002—2016年。具體投入產(chǎn)出指標(biāo)選取如下：

(1)投入指標(biāo)。包括勞動(dòng)力投入、資本投入和能源投入。其中，勞動(dòng)力投入方面，與多數(shù)海洋經(jīng)濟(jì)效率相關(guān)文獻(xiàn)類(lèi)似，選擇涉海就業(yè)人員數(shù)加以衡量，數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)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(méi)有海洋固定資產(chǎn)投資相關(guān)數(shù)據(jù)，本文借鑒張軍(2004)的研究，以2000年為基期，使用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算沿海省市資本存量，采用海洋生產(chǎn)總值與GDP的比例進(jìn)行折算，進(jìn)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(shù)相關(guān)研究，如陳詩(shī)一[28]，仍將能源作為投入要素，使用海洋生產(chǎn)總值與GDP的比例對(duì)各省市能源消費(fèi)量進(jìn)行折算，得到各省市海洋經(jīng)濟(jì)能源消費(fèi)量，單位為萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(2)產(chǎn)出指標(biāo)。關(guān)于期望產(chǎn)出，使用各省市海洋生產(chǎn)總值衡量，同樣以2000年為基期進(jìn)行平減，數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》。關(guān)于非期望產(chǎn)出，主要考慮陸域污染物對(duì)海洋生態(tài)的影響，選擇直接入海廢水排放量和沿海工業(yè)固體廢棄物排放量衡量，數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.3 海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果

本文使用MaxDEA Ultra 8.1軟件對(duì)近年來(lái)我國(guó)沿海省市海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率及其分解指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度。表1反映了自2001年以來(lái)，我國(guó)總體海洋GTFP及分解指數(shù)變動(dòng)趨勢(shì)。總體上看，2001—2009年海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率波動(dòng)相對(duì)較大，2010年之后變動(dòng)相對(duì)較小，2001—2016年海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)2.85%。從海洋綠色全要素生產(chǎn)率分解情況看，大多數(shù)年份，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC對(duì)GTFP具有較強(qiáng)的正向效應(yīng)，而技術(shù)效率指數(shù)EC對(duì)GTFP的總體效應(yīng)為負(fù)。其主要原因可能在于，長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)海洋資源管理計(jì)劃色彩相對(duì)較重，沿海地區(qū)用地用海政策不夠靈活，海洋管理制度相對(duì)落后，海洋資源配置水平相對(duì)較低，使得技術(shù)效率指數(shù)EC的作用未能得到有效發(fā)揮。相對(duì)而言，涉海企業(yè)、高校、科研機(jī)構(gòu)等創(chuàng)新主體不斷創(chuàng)新工藝，提高生產(chǎn)技能，充分發(fā)揮了技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC的作用。

分年度看，2002—2006年得益于“十五”期間海洋經(jīng)濟(jì)年均23.5%的爆發(fā)式增長(zhǎng)，新技術(shù)、新設(shè)備大量使用，使得技術(shù)進(jìn)步指數(shù)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(shù)效率指數(shù)EC一直維持在0.95左右，導(dǎo)致總體GTFC并沒(méi)有達(dá)到很高水平。2006—2007年技術(shù)進(jìn)步指數(shù)顯著下降，與“十一五”規(guī)劃明確要求能源強(qiáng)度降低20% ，以及主要污染排放物總量減少10% 的節(jié)能減排約束性指標(biāo)政策有很大關(guān)系。但同期海洋經(jīng)濟(jì)資源配置水平穩(wěn)步上升，抵消了一部分技術(shù)進(jìn)步指數(shù)下降對(duì)總體GTFP的影響。2008—2009年受金融危機(jī)的影響，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP下降至0.989 9，主要還是由于技術(shù)進(jìn)步指數(shù)下降所致。2009年之后，技術(shù)效率指數(shù)EC的變化相對(duì)平穩(wěn)，基本上都在1左右，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP的變動(dòng)主要是受技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC的影響，2009—2014年，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC變動(dòng)也相對(duì)較小，保持在1.011左右，同期海洋經(jīng)濟(jì)GTFP基本上在1.007左右。2015年，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP達(dá)到7.1%左右的較大增幅，主要原因可能在于“十二五”期間開(kāi)展的海洋經(jīng)濟(jì)示范建設(shè)推動(dòng)了海洋技術(shù)進(jìn)步。

表2反映的是各省(市)2001年以來(lái)海洋經(jīng)濟(jì)GTFP以及分解指數(shù)情況。從區(qū)域?qū)用婵?，研究期?nèi)海洋經(jīng)濟(jì)GTFP可以分為4個(gè)層次：山東、浙江和江蘇海洋經(jīng)濟(jì)GTFP在1.05以上，屬于第一層次，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP增長(zhǎng)速度較快；上海、福建、廣東屬于第二層次，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP在1～1.05之間，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP也呈穩(wěn)步增長(zhǎng)；天津、河北、遼寧3省(市)屬于第三層次，海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率在0.95～1之間，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP略有下降；廣西和海南則屬于第四層次，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP下降了8%左右。

表1 我國(guó)2002—2016年海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率

表2 我國(guó)沿海省市海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果

從海洋經(jīng)濟(jì)GTFP分解指數(shù)上看，區(qū)域GTFP變動(dòng)仍存在一定差異。其中，山東、江蘇技術(shù)效率指數(shù)EC和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC同時(shí)提高，帶動(dòng)了海洋經(jīng)濟(jì)GTFP快速增長(zhǎng)；浙江、福建和遼寧是技術(shù)效率指數(shù)EC下降，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC上升，但遼寧技術(shù)效率指數(shù)EC下降幅度相對(duì)較大，導(dǎo)致其總體海洋經(jīng)濟(jì)GFTP處于下降趨勢(shì)。主要原因可能在于遼寧屬于東北老工業(yè)基地，在轉(zhuǎn)型升級(jí)過(guò)程中要素配置水平相對(duì)較低；上海、廣東技術(shù)效率指數(shù)EC基本沒(méi)有變化，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)增長(zhǎng)促進(jìn)了海洋經(jīng)濟(jì)GTFP提高；天津、河北、廣西和海南情況類(lèi)似，海洋經(jīng)濟(jì)GTFP變動(dòng)盡管也是由技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC變動(dòng)引起的，但是上述區(qū)域技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC是下降的，天津和河北技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC只略微下降，而廣西和海南技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC下降幅度比較大?？赡茉蚴菑V西和海南本身海洋經(jīng)濟(jì)體量較小且第一產(chǎn)業(yè)比重較高，對(duì)于漁業(yè)資源的依賴(lài)程度較高，使得技術(shù)進(jìn)步水平長(zhǎng)期處于較低狀態(tài)。

3 實(shí)證分析

技術(shù)進(jìn)步是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生動(dòng)力，而技術(shù)進(jìn)步過(guò)程實(shí)際上與科技創(chuàng)新密不可分。科技創(chuàng)新要素包括技術(shù)、人才和資金，通過(guò)政府和市場(chǎng)資源配置，企業(yè)、研究機(jī)構(gòu)和高校等創(chuàng)新主體通過(guò)形成新思路、發(fā)明新專(zhuān)利、產(chǎn)生新工藝、創(chuàng)造新產(chǎn)品等一系列成果轉(zhuǎn)化過(guò)程，提高生產(chǎn)效率，產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益。同時(shí)，通過(guò)資源節(jié)約化、產(chǎn)業(yè)生態(tài)化、生態(tài)經(jīng)濟(jì)化實(shí)現(xiàn)綠色效益提升，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。習(xí)近平同志強(qiáng)調(diào)，科技創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力。在我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)背景下，加強(qiáng)科技創(chuàng)新，既是實(shí)現(xiàn)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵途徑，也是保持海洋經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期高質(zhì)量發(fā)展的重要因素?？萍紕?chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的作用機(jī)理如圖2所示。本文將從線(xiàn)性和基于門(mén)檻的非線(xiàn)性?xún)蓚€(gè)視角，實(shí)證分析科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。

圖1 科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)理

3.1 變量選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

被解釋變量為海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，采用海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率GTFP的對(duì)數(shù)加以衡量。核心解釋變量為科技創(chuàng)新投入Inn，選擇海洋科研機(jī)構(gòu)經(jīng)費(fèi)收入總額的對(duì)數(shù)衡量區(qū)域海洋科技創(chuàng)新投入力度。未考慮高校和涉海企業(yè)研發(fā)投入，主要原因是由于海洋經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)體系不完善導(dǎo)致數(shù)據(jù)不可得。此外，由于《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》沒(méi)有統(tǒng)計(jì)2006年之前海洋科研機(jī)構(gòu)經(jīng)費(fèi)收入總額，因此，本文實(shí)證分析部分的時(shí)間跨度為2006—2016年。

參考現(xiàn)有海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素研究成果，選擇如下控制變量：區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平Pgdp，采用人均實(shí)際GDP衡量；從陸源污染視角選擇沿海工業(yè)規(guī)模Ind，采用區(qū)域工業(yè)產(chǎn)值衡量；海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)Stru，采用海洋第三產(chǎn)業(yè)占比衡量；環(huán)境污染治理水平Envi，采用地方污染治理支出總額衡量；基礎(chǔ)設(shè)施水平Infr，采用區(qū)域公路密度衡量。以上變量均采用對(duì)數(shù)形式，涉及價(jià)格因素變量均以2000年為基期進(jìn)行平減。各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及數(shù)據(jù)來(lái)源如表3所示?？萍紕?chuàng)新投入的對(duì)數(shù)值lnInn的標(biāo)準(zhǔn)差相對(duì)較大，意味著各地區(qū)科技創(chuàng)新投入差距較大，但是綠色全要素生產(chǎn)率對(duì)數(shù)值lnGTFP和基礎(chǔ)設(shè)施水平對(duì)數(shù)值的離散系數(shù)更大，主要原因是二者均值相對(duì)較小。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及數(shù)據(jù)來(lái)源

3.2 科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)GTFP的線(xiàn)性影響

為分析科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)GTFP的線(xiàn)性影響，本文構(gòu)建如下實(shí)證分析模型：

lnGTFPit=α0+α1lnInnit+βlnXit+εit

(1)

其中，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1表示科技創(chuàng)新投入對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)GTFP的線(xiàn)性影響，β為控制變量的系數(shù)向量，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。根據(jù)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(wěn)性檢驗(yàn)

為保證回歸結(jié)果的有效性，首先對(duì)各變量平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，由于本研究截面數(shù)量與時(shí)間跨度相同，采用LLC檢驗(yàn)、HT檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)3種方法，檢驗(yàn)各變量是否存在單位根，結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，在LLC檢驗(yàn)下，海洋科技創(chuàng)新投入水平lnInn在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但是在HT檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)下，均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；在IPS檢驗(yàn)下，基礎(chǔ)設(shè)施水平lnInfr在10%統(tǒng)計(jì)水平上不顯著，但是在LLC檢驗(yàn)和HT檢驗(yàn)下，均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；其它變量在3種檢驗(yàn)方法下均通過(guò)了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)。因此，可以認(rèn)為，本文涉及的所有變量均為平穩(wěn)變量，可以進(jìn)行回歸分析。

表4 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；括號(hào)內(nèi)為p值，下同

3.2.2 回歸結(jié)果分析

利用Stata14.0軟件，本文首先對(duì)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)方法進(jìn)行篩選，固定效應(yīng)模型與混合OLS模型篩選的F檢驗(yàn)結(jié)果顯示，應(yīng)當(dāng)選擇固定效應(yīng)模型，利用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)一步確定固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，結(jié)果拒絕原假設(shè)，故選擇固定效應(yīng)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(guān)和截面相關(guān)問(wèn)題。為比較回歸結(jié)果，本文將3種模型估計(jì)結(jié)果一并給出，如表5所示，模型1為混合OLS估計(jì)，模型2為固定效應(yīng)估計(jì)，模型3為隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)。同時(shí)，考慮到模型可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，采用GMM方法進(jìn)一步估計(jì)模型，模型4為差分GMM估計(jì)結(jié)果，模型5為系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果。

表5 科技創(chuàng)新影響我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)GTFP回歸結(jié)果

由于本文研究時(shí)間跨度相對(duì)較短，相對(duì)于系統(tǒng)GMM估計(jì)，差分GMM估計(jì)結(jié)果更穩(wěn)健，因此，模型4是重點(diǎn)討論的對(duì)象。采用xtabond命令完成差分GMM估計(jì)，AR(1)檢驗(yàn)的伴隨概率為0.021，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，存在一階自相關(guān)；AR(2)檢驗(yàn)的伴隨概率為0.330，不存在二階自相關(guān)，說(shuō)明差分GMM估計(jì)方法是適用的，模型設(shè)定是合理的。工具變量過(guò)度識(shí)別Sargan檢驗(yàn)的P值為1.000，說(shuō)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(jì)結(jié)果看，核心解釋變量科技創(chuàng)新投入力度lnInn的回歸系數(shù)為0.060，且通過(guò)了10%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明科技創(chuàng)新有助于我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率提高，即科技創(chuàng)新能夠促進(jìn)我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。其它回歸方法中，混合OLS回歸下，科技創(chuàng)新投入力度lnInn的回歸系數(shù)為0.028，相對(duì)較小，但是在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；固定效應(yīng)模型與差分GMM的回歸結(jié)果較為接近，隨機(jī)效應(yīng)模型與系統(tǒng)GMM回歸中，科技創(chuàng)新投入力度lnInn的回歸系數(shù)同樣顯著為正，支持“科技創(chuàng)新有助于我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率提高”的結(jié)論。科技創(chuàng)新促進(jìn)我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展主要通過(guò)以下途徑：一是科技創(chuàng)新能夠提高海洋資源利用效率，降低能源消費(fèi)量，從而提高綠色全要素生產(chǎn)率；二是科技創(chuàng)新活動(dòng)能夠促進(jìn)新產(chǎn)品、新專(zhuān)利產(chǎn)生，通過(guò)提高沿海企業(yè)生產(chǎn)能力促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提高；三是通過(guò)減少產(chǎn)品在生產(chǎn)、流通、消費(fèi)等環(huán)節(jié)的污染排放，直接促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提高。

控制變量方面，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平lnPgdp的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，與周五七[29]的研究成果類(lèi)似，說(shuō)明現(xiàn)階段總體上看，沿海省市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量不高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反而會(huì)抑制海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率提高，當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到較高水平時(shí)，上述情況會(huì)有所改觀(guān)。沿海工業(yè)規(guī)模lnInd的回歸系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，與趙昕等(2016)的研究結(jié)果類(lèi)似，說(shuō)明沿海工業(yè)發(fā)展不利于海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率提高?？赡茉蛟谟冢貉睾９I(yè)一方面依賴(lài)海洋資源，另一方面產(chǎn)生的三廢會(huì)污染海洋生態(tài)環(huán)境。因此，加快沿海工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，加大工業(yè)污染處置力度對(duì)于海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率提升意義重大。海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)lnStru的回歸系數(shù)顯著為正，與丁黎黎等(2015)的研究類(lèi)似，說(shuō)明大力發(fā)展海洋第三產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，是實(shí)現(xiàn)海洋經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的重要路徑。環(huán)境污染治理水平lnEnvi的回歸系數(shù)盡管為正但并不顯著，與丁黎黎等(2015)的研究結(jié)果類(lèi)似，說(shuō)明現(xiàn)階段沿海地區(qū)環(huán)境污染治理方面的投資并未有效推動(dòng)海洋經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展，主要原因可能在于環(huán)境污染治理屬于事后階段，相對(duì)于環(huán)境污染事前預(yù)防，效果并不是很好?；A(chǔ)設(shè)施水平lnInfr的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明加強(qiáng)沿海區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有助于海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率提高，與吳傳清等(2019)的研究結(jié)果不同，盡管基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)過(guò)程會(huì)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生一定影響，但是建成之后對(duì)于經(jīng)濟(jì)效率的提升作用很大。

3.2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果的有效性，本文采用3種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是考慮到樣本隨機(jī)性和異常值影響，剔除海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率中1%的極大值和極小值樣本，回歸結(jié)果見(jiàn)表6中的模型6；二是考慮到科技創(chuàng)新可能存在的滯后性，使用科技創(chuàng)新投入lnInn的滯后一期作為解釋變量，回歸結(jié)果見(jiàn)模型7；三是剔除2006年和2016年的樣本，采用2007—2015年數(shù)據(jù)構(gòu)建模型8。從穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果看，科技創(chuàng)新投入力度lnInn的回歸系數(shù)大小雖有所變化，但仍顯著為正；沿海工業(yè)規(guī)模lnInd在模型8中的回歸系數(shù)為負(fù)，但并不顯著；海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(shù)只是在大小上存在較小區(qū)別，符號(hào)和顯著性基本沒(méi)有太大差異。因此，模型對(duì)于科技創(chuàng)新影響海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的解釋力相對(duì)較強(qiáng)，模型實(shí)證結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

本文采用Hansen[30]提出的門(mén)檻效應(yīng)模型，以海洋科技創(chuàng)新投入lnInn為門(mén)檻變量，構(gòu)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(mén)檻變量，γ為門(mén)檻值，當(dāng)lnInnit≤γ1時(shí)，I=1，當(dāng)lnInnit>γ1時(shí)，I=0。采用自舉法Bootstrap，運(yùn)行500次，模擬出似然比統(tǒng)計(jì)量P值的臨界值，進(jìn)而檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖陂T(mén)檻效應(yīng)及門(mén)檻數(shù)量。檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示，單一門(mén)檻檢驗(yàn)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕原假設(shè)，而雙門(mén)檻檢驗(yàn)則無(wú)法拒絕原假設(shè)，故模型存在單一門(mén)檻，門(mén)檻值為2.341 9。

在門(mén)檻條件檢驗(yàn)后，需要門(mén)檻模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表8所示。當(dāng)海洋科技創(chuàng)新投入lnInn≤2.342時(shí)，回歸系數(shù)為0.051且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；當(dāng)海洋科技創(chuàng)新投入lnInn>2.342時(shí)，回歸系數(shù)大幅增加至0.089，且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著海洋科技創(chuàng)新投入不斷增加，越過(guò)單一門(mén)檻之后，對(duì)于海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用會(huì)更加顯著。2016年，山東、廣東和上海的海洋科技創(chuàng)新投入力度均超過(guò)了該門(mén)檻，3省(市)當(dāng)年海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率分別為1.096、1.022和1.031，均實(shí)現(xiàn)了較大幅度增長(zhǎng)，從另一個(gè)角度驗(yàn)證了門(mén)檻效應(yīng)回歸結(jié)論。因此，持續(xù)加強(qiáng)海洋科技創(chuàng)新投入，有助于實(shí)現(xiàn)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

表7 門(mén)檻條件檢驗(yàn)結(jié)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(mén)檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

4 結(jié)論與政策建議

4.1 主要結(jié)論

本文采用海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率衡量海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。以沿海11個(gè)省(市)為研究對(duì)象，首先，采用非徑向、非角度的SBM方向性距離函數(shù)和ML生產(chǎn)率指數(shù)，測(cè)算2002—2016年我國(guó)沿海省市海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率；然后，使用差分GMM方法估計(jì)科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的線(xiàn)性影響，進(jìn)而分析科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的門(mén)檻效應(yīng)，得到如下主要結(jié)論：

(1)總體上看，近年來(lái)我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)先大幅波動(dòng)后平穩(wěn)增長(zhǎng)的狀態(tài)，年均增長(zhǎng)率為2.85%；從海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率分解看，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC對(duì)GTFP具有較強(qiáng)的正向效應(yīng)，而技術(shù)效率指數(shù)EC對(duì)GTFP的總體效應(yīng)為負(fù)。

(2)科技創(chuàng)新對(duì)于海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用，有助于海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

(3)科技創(chuàng)新對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在單一門(mén)檻效應(yīng)，隨著海洋科技創(chuàng)新投入不斷增加，越過(guò)單一門(mén)檻之后，科技創(chuàng)新對(duì)于海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用會(huì)更加顯著。

4.2 政策建議

在海洋經(jīng)濟(jì)同樣步入新常態(tài)背景下，要實(shí)現(xiàn)海洋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與生態(tài)環(huán)境保護(hù)齊頭并進(jìn)，必須堅(jiān)持從要素和投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展道路。

(1)持續(xù)加大海洋科技創(chuàng)新投入力度。海洋經(jīng)濟(jì)的高風(fēng)險(xiǎn)性決定了海洋科技創(chuàng)新投入具有更高的風(fēng)險(xiǎn)。因此，需要政府、銀行、企業(yè)多方共同努力，構(gòu)建多渠道海洋科技創(chuàng)新支持體系。一是政府可以通過(guò)設(shè)立海洋產(chǎn)業(yè)發(fā)展基金、沿海地方財(cái)政科研經(jīng)費(fèi)向海洋經(jīng)濟(jì)傾斜、稅收補(bǔ)貼等方式，通過(guò)政府資金引導(dǎo)與放大作用，吸引更多社會(huì)資本對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展給予支持。二是海洋科技創(chuàng)新活動(dòng)的周期長(zhǎng)、資金大，政策性銀行和商業(yè)銀行可以向開(kāi)展科技創(chuàng)新活動(dòng)的海洋高科技企業(yè)提供更多低息中長(zhǎng)期貸款，充分發(fā)揮金融支持海洋科技創(chuàng)新的作用。三是鼓勵(lì)涉海企業(yè)真正成為科技創(chuàng)新決策、研發(fā)投入、科研組織、成果轉(zhuǎn)化的主體。

(2)積極營(yíng)造良好的海洋科技創(chuàng)新環(huán)境，提高海洋經(jīng)濟(jì)資源要素配置能力。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)海洋經(jīng)濟(jì)綠色全要素生產(chǎn)率提高更多地依靠技術(shù)進(jìn)步，而技術(shù)效率的貢獻(xiàn)比較有限。技術(shù)效率實(shí)際上主要體現(xiàn)在管理制度和資源配置水平上，可以通過(guò)引導(dǎo)新型海洋科技創(chuàng)新主體引入新型管理體制，提升資源配置效率，包括鼓勵(lì)高校、科研機(jī)構(gòu)和企業(yè)組建產(chǎn)學(xué)研自主創(chuàng)新聯(lián)盟，以及構(gòu)建跨區(qū)域產(chǎn)學(xué)研公共合作平臺(tái)等。

(3)制定差異化海洋科技創(chuàng)新支持政策。地方政府應(yīng)結(jié)合自身發(fā)展實(shí)際，制定差異化科技創(chuàng)新政策。海洋科技創(chuàng)新水平較低的地區(qū)，如廣西、海南，可以將重心放在科技成果轉(zhuǎn)化應(yīng)用方面，通過(guò)制定優(yōu)惠政策吸引高新海洋技術(shù)落地轉(zhuǎn)化。同時(shí)，利用自身生態(tài)優(yōu)勢(shì)，聚焦生態(tài)科技，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)海洋經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展。科技創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，如山東、江蘇、浙江等，應(yīng)充分挖掘現(xiàn)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(chǎn)業(yè)，突破海洋關(guān)鍵核心技術(shù)。同時(shí)，健全科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化體系和定價(jià)機(jī)制，努力提升市場(chǎng)轉(zhuǎn)化效率，有效發(fā)揮科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用。

(4)深入推進(jìn)海洋科技創(chuàng)新全面對(duì)外開(kāi)放。我國(guó)海洋科技水平與美國(guó)、日本等海洋強(qiáng)國(guó)還存在一定差距，應(yīng)加強(qiáng)海洋科技交流活動(dòng)，形成科技創(chuàng)新與高質(zhì)量對(duì)外開(kāi)放的良性互動(dòng)機(jī)制。注重將國(guó)外的海洋高新技術(shù)、人才、知識(shí)等創(chuàng)新要素引進(jìn)來(lái)，充分發(fā)揮技術(shù)前沿上移對(duì)海洋綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的提升效應(yīng)。同時(shí)，鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)有競(jìng)爭(zhēng)力海洋科技企業(yè)和人才走出去，參與國(guó)際海洋市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，加強(qiáng)技術(shù)和信息方面的溝通與交流，提升先進(jìn)海洋科技創(chuàng)新要素吸收和利用能力。