穆婷葦，黃靈海

（1.中國(guó)地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢 430074；2.廣西壯族自治區(qū)自然資源廳，南寧 530028）

海洋-陸域系統(tǒng)是一個(gè)復(fù)雜的復(fù)合系統(tǒng)，海洋系統(tǒng)可以為陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供人力、資金、科技等要素，陸域系統(tǒng)可以為海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供資源、空間、環(huán)境成本等要素，兩大子系統(tǒng)通過優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、要素流動(dòng)、產(chǎn)業(yè)互動(dòng)等方式聯(lián)結(jié)、耦合，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)兩者的協(xié)同演化。因此，如何整體把控海洋系統(tǒng)與陸域系統(tǒng)各自的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)等功能，強(qiáng)化海陸互補(bǔ)優(yōu)勢(shì)與助推效應(yīng)，增強(qiáng)海陸系統(tǒng)資源流動(dòng)性，提高系統(tǒng)資源管理率，使海陸系統(tǒng)最大化發(fā)揮潛力，提升整體經(jīng)濟(jì)效益，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展作為一種統(tǒng)籌海陸關(guān)系的發(fā)展理念，諸多學(xué)者對(duì)其展開了理論詮釋和實(shí)證探討。對(duì)于國(guó)外學(xué)術(shù)界而言，對(duì)海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的研究往往傾向于對(duì)海洋和海岸帶的綜合管理進(jìn)行探索。Deboudt 等［1］、Baser 等［2］探索了影響海岸帶發(fā)展的因素，并對(duì)其沿海經(jīng)濟(jì)帶的發(fā)展提出科學(xué)的建議；Cooper［3］分析了海岸帶綜合管理的發(fā)展問題；Bood等［4］研究多重合作的經(jīng)濟(jì)一體化問題，并對(duì)如何協(xié)調(diào)資源與環(huán)境問題給出一些建議。

對(duì)于國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界而言，主要從兩方面進(jìn)行展開。一是研究視角層面，理論動(dòng)力上，楊蔭凱［5］認(rèn)為海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展可以宏觀協(xié)調(diào)海陸各系統(tǒng)的資源開發(fā)、生態(tài)保護(hù)問題；蓋美等［6］認(rèn)為海洋與陸域系統(tǒng)存在耦合動(dòng)力，且由勢(shì)能優(yōu)勢(shì)產(chǎn)生；鮑捷等［7］認(rèn)為制定政策要運(yùn)用海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的思維方式做選擇；研究思路上，陳誠(chéng)［8］探索了寧波沿海岸線地區(qū)最適宜的評(píng)價(jià)方法來(lái)指導(dǎo)資源可持續(xù)利用；于麗麗等［9］從海洋與陸域系統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、運(yùn)行效率、發(fā)展前景等方面建立了協(xié)調(diào)發(fā)展的評(píng)價(jià)體系；韓增林等［10］從經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)和環(huán)境方面出發(fā)對(duì)省級(jí)沿海地帶海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展進(jìn)行測(cè)算和區(qū)域差異分析。二是協(xié)調(diào)測(cè)度層面，學(xué)者們往往采用不同的方法對(duì)沿海地帶的海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展水平進(jìn)行測(cè)度。馬貝等［11］采用灰色關(guān)聯(lián)度模型對(duì)海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行評(píng)估；孫才志等［12］采用層次分析法評(píng)價(jià)環(huán)渤海地區(qū)的海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展程度；楊羽頔等［13］采用主客觀綜合評(píng)價(jià)方法和核密度模型計(jì)算環(huán)渤海各城市的海陸統(tǒng)籌度以及時(shí)間變動(dòng)走勢(shì)；王濤等［14］采用耦合協(xié)調(diào)定量模型測(cè)算海陸經(jīng)濟(jì)的合作強(qiáng)度；蓋美等［15］使用DEA-Malmquist 模型評(píng)價(jià)了遼寧省沿海城市的海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)性。

上述探索為研究海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供了重要的參考依據(jù)，但當(dāng)前關(guān)于海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展方面的研究還存在一些不足。首先，已有研究多把海洋經(jīng)濟(jì)效率作為研究重點(diǎn)，很少把海洋經(jīng)濟(jì)與陸域經(jīng)濟(jì)放在統(tǒng)一戰(zhàn)略水平去研究；其次，已有研究往往把海洋與陸域系統(tǒng)看作兩個(gè)獨(dú)立系統(tǒng)來(lái)測(cè)算，對(duì)海陸經(jīng)濟(jì)的交叉效率缺少深入探討；第三，已有研究一般只研究海陸經(jīng)濟(jì)的耦合協(xié)調(diào)度在時(shí)空上的簡(jiǎn)單變化趨勢(shì)與分布，很少對(duì)耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)行空間格局及驅(qū)動(dòng)力分析。鑒于此，本研究以11 個(gè)沿海省市2006—2016 年的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，構(gòu)建海陸系統(tǒng)資源與經(jīng)濟(jì)相交叉的指標(biāo)評(píng)價(jià)體系，并測(cè)算海陸經(jīng)濟(jì)的耦合協(xié)調(diào)度，然后運(yùn)用空間統(tǒng)計(jì)工具對(duì)耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)行空間格局與驅(qū)動(dòng)力分析，并提出相關(guān)建議。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究方法

1.1.1 Super-SBM 評(píng)價(jià)模型 基于松弛變量的非徑向、非角度的超效率測(cè)算模型（Slacks-based measure and super efficiency model，Super-SBM）是根據(jù)非參數(shù)分析理論提出的，用來(lái)評(píng)價(jià)多個(gè)投入和產(chǎn)出指標(biāo)問題相對(duì)效率的研究方法。此模型不同于傳統(tǒng)模型，既考慮了投入與產(chǎn)出指標(biāo)的松弛性問題，又兼顧了包含非期望產(chǎn)出時(shí)的評(píng)價(jià)問題，同時(shí)也能對(duì)結(jié)果進(jìn)行排序［16］。本研究使用Super-SBM 模型對(duì)海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的交叉效率進(jìn)行評(píng)價(jià)，模型如下：

式中，ρ 為沿海省市海陸經(jīng)濟(jì)助推效應(yīng)的評(píng)價(jià)值，x、yg和yb分別為投入指標(biāo)、期望產(chǎn)出指標(biāo)和非期望產(chǎn)出指標(biāo)，m、s1和s2分別為投入指標(biāo)、期望產(chǎn)出指標(biāo)和非期望產(chǎn)出指標(biāo)的個(gè)數(shù)，S-、Sg和Sb分別為投入指標(biāo)的松弛量、期望產(chǎn)出指標(biāo)的松弛量和非期望產(chǎn)出指標(biāo)的松弛量，λ 為權(quán)重向量。當(dāng)ρ≥1 時(shí)，表示此沿海省市相對(duì)有效；當(dāng)ρ＜1 時(shí)，表示此沿海省市相對(duì)無(wú)效。由于本研究評(píng)價(jià)指標(biāo)體系不包含非期望產(chǎn)出變量，故把公式中yb、Sb去掉，該模型則變?yōu)橐话愕牟豢紤]非期望產(chǎn)出的Super-SBM 模型。

1.1.2 耦合協(xié)調(diào)度模型 耦合度常用來(lái)衡量系統(tǒng)與系統(tǒng)之間的關(guān)聯(lián)程度，并判定系統(tǒng)間耦合作用的強(qiáng)弱。但如果需要同時(shí)研究多個(gè)系統(tǒng)時(shí)，當(dāng)多系統(tǒng)的評(píng)價(jià)值較低且數(shù)值相近時(shí)，可能出現(xiàn)耦合度值較高的偽評(píng)價(jià)結(jié)果。因此，為了精準(zhǔn)判斷海陸經(jīng)濟(jì)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展程度，本研究建立耦合協(xié)調(diào)度模型，同時(shí)兼顧海陸系統(tǒng)耦合作用強(qiáng)度和各自發(fā)展水平，更好地反映海陸經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)調(diào)性，模型如下：

式中，C 為海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的耦合度，C∈［0，1］；C=1，說明兩系統(tǒng)達(dá)到良性共振耦合；C=0，說明兩系統(tǒng)沒有達(dá)到良性共振耦合。μ1表示陸域系統(tǒng)對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)的評(píng)價(jià)，μ2表示海洋系統(tǒng)對(duì)陸域經(jīng)濟(jì)的評(píng)價(jià)；T表示海陸經(jīng)濟(jì)的綜合協(xié)調(diào)指數(shù)，反映海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的整體協(xié)調(diào)水平，T∈［0，1］。a、b 分別表示海陸經(jīng)濟(jì)的待定系數(shù)，且a+b=1，考慮到海洋和陸域系統(tǒng)重要程度相當(dāng)，故a、b 均取0.5。D 為海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)度。

采用廖重斌［17］對(duì)耦合協(xié)調(diào)度評(píng)價(jià)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，數(shù)值越小則表明耦合協(xié)調(diào)度水平越低，具體劃分標(biāo)準(zhǔn)見表1。

表1 耦合協(xié)調(diào)度等級(jí)劃分標(biāo)準(zhǔn)

1.1.3 探索性空間數(shù)據(jù)分析 在空間統(tǒng)計(jì)分析中，探索性空間數(shù)據(jù)分析方法（ESDA）在探索一定區(qū)域內(nèi)數(shù)據(jù)的空間關(guān)聯(lián)性時(shí)，常用方法是全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)［18］。

1）全局空間自相關(guān)分析。研究數(shù)據(jù)在整體空間上的分布狀態(tài)時(shí)往往采用全局空間自相關(guān)分析。故采用此方法來(lái)研究耦合協(xié)調(diào)度在整體空間上的分布狀態(tài)，通常采用全局Moran’s Ⅰ指數(shù)進(jìn)行衡量，公式如下：

式中，i≠j，n 是研究的沿海省市的個(gè)數(shù)，Xi是各省的耦合協(xié)調(diào)度數(shù)據(jù)，-X 是Xi的平均值，Wij是沿海省市i 和沿海省市j 的空間權(quán)重矩陣，如果兩省市在空間上相鄰則為1，如果在空間上不相鄰則為0。全局Moran’s Ⅰ指數(shù)的取值區(qū)間是［-1，1］，如果I＞0，表明具有空間正自相關(guān)性；如果I＜0，表明具有空間負(fù)自相關(guān)性；如果I=0，表明空間不具備相關(guān)性，表示在空間上呈隨機(jī)分布狀態(tài)［19］。

2）局部空間自相關(guān)分析。研究數(shù)據(jù)的空間局部關(guān)聯(lián)和差異程度時(shí)，往往采用局部空間自相關(guān)分析方法。故采用此方法來(lái)研究耦合協(xié)調(diào)度的空間關(guān)聯(lián)和差異程度，通常采用局部Moran’s Ⅰ指數(shù)進(jìn)行衡量，公式如下：

式中，Zi和Zj分別是沿海省市i 和j 的海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度的標(biāo)準(zhǔn)化，Wij是兩沿海省市的空間權(quán)重。如果Ii＞0，表示省市i 和相鄰省市是高值被高值圍繞或者低值被低值圍繞的狀態(tài)；如果Ii＜0，表示省市i 與相鄰省市是低值被高值圍繞或者高值被低值圍繞的狀態(tài)。

1.1.4 空間計(jì)量模型 空間計(jì)量模型中包含空間權(quán)重矩陣，可根據(jù)空間相關(guān)來(lái)表示地理空間的相互影響?？臻g計(jì)量模型有多種類型，本研究主要運(yùn)用空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。

1）模型結(jié)構(gòu)。

空間滯后模型（SLM）：

式中，Y 為因變量，X 為n×k 的外生解釋變量矩陣，W 為空間權(quán)重矩陣，ρ 為空間滯后系數(shù)，λ 為n×1的截面因變量向量的空間誤差系數(shù)，ε 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2）參數(shù)估計(jì)。為防止系數(shù)估計(jì)值出現(xiàn)偏差或者無(wú)效現(xiàn)象，采用極大似然法來(lái)估計(jì)模型的參數(shù)，使結(jié)果更具說服力。

1.2 海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展指標(biāo)體系構(gòu)建和數(shù)據(jù)來(lái)源

1.2.1 海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展指標(biāo)體系構(gòu)建 對(duì)海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展情況進(jìn)行評(píng)價(jià)，應(yīng)注重海陸系統(tǒng)之間的交叉聯(lián)系，選擇既能精準(zhǔn)體現(xiàn)海陸經(jīng)濟(jì)相互作用又能凸顯關(guān)聯(lián)性的要素作為指標(biāo)。海陸系統(tǒng)的耦合動(dòng)力源于兩系統(tǒng)之間存在勢(shì)能差，海洋系統(tǒng)為陸域經(jīng)濟(jì)提供要素，陸域系統(tǒng)也為海洋經(jīng)濟(jì)提供要素（圖1）。正是海洋和陸域系統(tǒng)之間存在這些勢(shì)能差，從而形成各種關(guān)聯(lián)性；物質(zhì)和信息的交換也使海陸系統(tǒng)達(dá)到優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，從而提升運(yùn)行效率。因此，以此為基礎(chǔ)建立海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的指標(biāo)體系。

圖1 評(píng)價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建思路

1）陸域系統(tǒng)助推海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)。陸域系統(tǒng)可以為海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供重要的要素支撐，如地區(qū)GDP、R&D 經(jīng)費(fèi)支出、固定資本存量，故可將三者標(biāo)準(zhǔn)化加權(quán)求和作為支撐投入；陸域系統(tǒng)也可以為海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供需求拉動(dòng)，如運(yùn)輸線路長(zhǎng)度；陸域系統(tǒng)還可以為海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供人力上的支持，如涉海就業(yè)人數(shù)。而海洋經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出指標(biāo)可以從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體規(guī)模以及平均發(fā)展效益來(lái)進(jìn)行評(píng)估，如海洋經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值和海洋經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值占地區(qū)GDP 比重。因此，陸域系統(tǒng)助推海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)如表2 所示。

值得注意的是，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展往往依賴于固定資本存量，而不是當(dāng)期的固定資產(chǎn)投資。但固定資本存量無(wú)法直接獲取，故用永續(xù)盤存法對(duì)中國(guó)11 個(gè)沿海省市的固定資本存量進(jìn)行估算，計(jì)算公式為：

式中，Kit是i 省市第t 年的固定資本存量，δ 為資本折舊率（9.6%）［20］，Iit為i 省市第t 年的固定資產(chǎn)投資，Pt為以2000 年為基期計(jì)算的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，基年固定資本存量使用Young［21］的研究方法，用基年固定資產(chǎn)投資額除以10% 作為初始資本存量。此外，為使沿海省市的經(jīng)濟(jì)類指標(biāo)具有可比性，應(yīng)排除年份和省市的影響，故采用各沿海省市2000 年為基期的GDP 平減指數(shù)對(duì)其進(jìn)行平滑處理［22］。

表2 陸域系統(tǒng)助推海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)

2）海洋系統(tǒng)助推陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)。海洋系統(tǒng)可以為陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供資源上的支持，如海洋捕撈產(chǎn)量；海洋系統(tǒng)也可以為陸域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展拓展空間，如港口貨物吞吐量和國(guó)際旅游外匯收入，故可將兩者標(biāo)準(zhǔn)化加權(quán)求和作為空間投入；海洋系統(tǒng)還為陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展承接了部分環(huán)境成本，如工業(yè)廢水排放總量。而陸域經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出指標(biāo)可以從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體規(guī)模以及平均發(fā)展效益進(jìn)行評(píng)估，如GDP 和人均GDP。因此，海洋系統(tǒng)助推陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)如表3 所示。

1.2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源 選取2006—2016 年中國(guó)11 個(gè)沿海省市的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒、EPS 數(shù)據(jù)平臺(tái)。

表3 海洋系統(tǒng)助推陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)

2 沿海省市海陸經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)調(diào)性分析

2.1 海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的助推效應(yīng)評(píng)價(jià)

運(yùn)用Super-SBM 模型分別計(jì)算陸域系統(tǒng)對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展的助推效應(yīng)和海洋系統(tǒng)對(duì)陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的助推效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià)，從而分析資源利用情況。

圖2 2006—2016年陸對(duì)海助推效應(yīng)評(píng)價(jià)值的平均變化趨勢(shì)

圖3 沿海各省市2006—2011 年和2012—2016 年陸對(duì)海的平均評(píng)價(jià)值對(duì)比

2.1.1 陸域系統(tǒng)對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)的助推效應(yīng)評(píng)價(jià) 對(duì)沿海11 個(gè)省市2006—2016 年陸域系統(tǒng)對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)的助推效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià)，并研究2006—2016 年每年評(píng)價(jià)值的平均變化趨勢(shì)（圖2），最后再借助各省市在2006—2011 年和2012—2016 年的平均評(píng)價(jià)值對(duì)比分析各省市評(píng)價(jià)值時(shí)間的變化趨勢(shì)（圖3）。

從年份來(lái)看，2006—2016 年陸域系統(tǒng)對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)的助推效應(yīng)偏小，其中2012 和2013 年評(píng)價(jià)值較低，2014—2016 年評(píng)價(jià)值逐漸增加，但增速較慢，且隨時(shí)間上下波動(dòng)，故需做更深層次的突破來(lái)提升海洋經(jīng)濟(jì)對(duì)陸域資源的利用率。從省市來(lái)看，天津、河北、遼寧、上海的評(píng)價(jià)值有減小的趨勢(shì)，其他省市有增大的趨勢(shì)。從評(píng)價(jià)值來(lái)看，除天津、上海、海南外，其他省市評(píng)價(jià)值較低，提升的潛力較大，應(yīng)及時(shí)采取相應(yīng)的提升措施。

2.1.2 海洋系統(tǒng)對(duì)陸域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的助推效應(yīng)評(píng)價(jià)對(duì)沿海11 個(gè)省市2006—2016 年海洋系統(tǒng)對(duì)陸域經(jīng)濟(jì)的助推效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià)，并研究2006—2016 年每年評(píng)價(jià)值的平均變化趨勢(shì)（圖4），最后再借助各省市在2006—2011 年和2012—2016 年的平均評(píng)價(jià)值對(duì)比分析各省市評(píng)價(jià)值時(shí)間的變化趨勢(shì)（圖5）。

圖4 2006—2016年海對(duì)陸助推效應(yīng)評(píng)價(jià)值的平均變化趨勢(shì)

圖5 沿海各省市2006—2011 年和2012—2016 年海對(duì)陸的平均評(píng)價(jià)值對(duì)比

從年份來(lái)看，2006—2016 年，海洋系統(tǒng)對(duì)陸域經(jīng)濟(jì)的助推效應(yīng)評(píng)價(jià)值在2008 年最高，2009 年開始下降，表明目前陸域經(jīng)濟(jì)對(duì)海洋系統(tǒng)資源的利用率處于不斷調(diào)整中，并向不好的狀態(tài)轉(zhuǎn)變。從省市來(lái)看，上海、江蘇、海南的評(píng)價(jià)值有增大的趨勢(shì)，其中上海增幅最大，其他省市有減小的趨勢(shì)。從評(píng)價(jià)值來(lái)看，各省份評(píng)價(jià)值變化幅度較大，說明有偏離均衡狀態(tài)發(fā)展的趨勢(shì)；其中河北、遼寧、浙江、福建、山東、廣東的評(píng)價(jià)值較低，需盡快查明原因，制定有針對(duì)性的激勵(lì)政策進(jìn)行調(diào)整。

2.1.3 海陸經(jīng)濟(jì)助推效應(yīng)比較 對(duì)沿海11 個(gè)省市2006—2016 年海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的助推效應(yīng)狀況進(jìn)行比較分析，選取各省市海陸兩系統(tǒng)的評(píng)價(jià)平均值進(jìn)行研究，結(jié)果如圖6 所示。

上海和海南海對(duì)陸的助推效應(yīng)低于陸對(duì)海的助推效應(yīng)，其他省市都是海洋系統(tǒng)對(duì)陸域經(jīng)濟(jì)的助推效應(yīng)更高。說明沿海省市總體上是陸域經(jīng)濟(jì)對(duì)海洋經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)力更弱，應(yīng)加強(qiáng)利用陸域系統(tǒng)資源優(yōu)勢(shì)來(lái)發(fā)展海洋經(jīng)濟(jì)，提升海洋經(jīng)濟(jì)對(duì)陸域資源的利用率。

圖6 2006—2016年海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展助推效應(yīng)評(píng)價(jià)平均值

2.2 海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)性分析

用耦合協(xié)調(diào)度模型計(jì)算2006—2016 年海陸經(jīng)濟(jì)的耦合協(xié)調(diào)度，得到2006—2016 年沿海省市耦合協(xié)調(diào)度的平均值變化趨勢(shì)（圖7），對(duì)比各省市2006—2011 年和2012—2016 年的耦合協(xié)調(diào)度平均值（圖8），運(yùn)用2006—2016 年耦合協(xié)調(diào)度平均值作為代表值估測(cè)各省市協(xié)調(diào)狀態(tài)（圖9）。

從年份來(lái)看，2006—2016 年耦合協(xié)調(diào)度平均值呈波動(dòng)變化趨勢(shì)，并稍有上升。從省市來(lái)看，天津、河北、遼寧、山東、廣西的耦合協(xié)調(diào)度有下降趨勢(shì)。從耦合協(xié)調(diào)度平均值來(lái)看，除天津、上海、海南外，其他省市耦合協(xié)調(diào)度較低，表明海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展過程不太順暢，需要進(jìn)行進(jìn)一步的改革與發(fā)展。

圖7 2006—2016 年沿海各省市耦合協(xié)調(diào)度平均值的變化趨勢(shì)

圖8 沿海各省市2006—2011 年和2012—2016 年耦合協(xié)調(diào)度平均值對(duì)比

圖9 2006—2016 年11 個(gè)沿海省市海陸經(jīng)濟(jì)平均協(xié)調(diào)狀態(tài)

由于不同省市發(fā)展水平不一致，各省市海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度也具有一定的差異性。由圖9 可以看出，2006—2016 年耦合協(xié)調(diào)度的平均協(xié)調(diào)狀態(tài)具體分為5 種：①0.9～1.0，包括天津和上海，海陸經(jīng)濟(jì)處于優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)發(fā)展階段，表明海洋系統(tǒng)與陸域系統(tǒng)充分互通資源，實(shí)現(xiàn)資源的有效配置，并帶動(dòng)彼此經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。②0.8～0.9，包括海南，海陸經(jīng)濟(jì)處于良好協(xié)調(diào)發(fā)展階段。③0.5～0.6，包括江蘇，海陸經(jīng)濟(jì)處于勉強(qiáng)協(xié)調(diào)發(fā)展階段，這些省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊，海洋系統(tǒng)和陸域系統(tǒng)之間未形成良性互通的協(xié)調(diào)發(fā)展模式，海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展還有較大的提升空間。④0.4～0.5，包括河北、福建、山東和廣西，海陸經(jīng)濟(jì)處于瀕臨失調(diào)發(fā)展階段。⑤0.3～0.4，包括遼寧、浙江和廣東，海陸經(jīng)濟(jì)處于輕度失調(diào)發(fā)展階段，這不僅取決于海陸系統(tǒng)資源未實(shí)現(xiàn)有效互通，也取決于海陸經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式不匹配，導(dǎo)致海陸兩系統(tǒng)不能耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。各省市相關(guān)部門應(yīng)結(jié)合本省實(shí)際情況，制定有針對(duì)性的海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展政策，促進(jìn)海陸系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

3 沿海省市海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)性的空間格局演變

在空間上，耦合協(xié)調(diào)度具有一定的關(guān)聯(lián)性，為了研究空間分布狀態(tài)以及關(guān)聯(lián)性，接下來(lái)運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法對(duì)耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)行探索。

3.1 全局空間自相關(guān)

為了觀察各區(qū)域空間的集聚特征，對(duì)耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)行全局空間自相關(guān)研究，求出每年海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度的全局Moran’s I 指數(shù)，結(jié)果如圖10 所示。全局Moran’s I 指數(shù)由負(fù)變?yōu)檎?，說明在空間上有離散向集聚分布特征轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)。耦合協(xié)調(diào)度2006—2008 年為負(fù)空間自相關(guān)，呈離散分布，2009—2016 年為正空間自相關(guān)，呈集聚分布，具有空間相關(guān)性、依賴性。其中，2008 年接近于0，說明耦合協(xié)調(diào)度偏向于隨機(jī)分布。

3.2 局部空間自相關(guān)

全局空間自相關(guān)可以顯示耦合協(xié)調(diào)度的整體空間集散特征，但無(wú)法分析空間局部關(guān)聯(lián)和差異情況。故本研究借助Moran 散點(diǎn)圖和LISA 聚類圖對(duì)耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析。耦合協(xié)調(diào)度的空間類型分為4 個(gè)象限：第一象限（HH）表示此省市和相鄰省市的海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度均為高值區(qū)；第二象限（LH）表示此省市的海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度低，而相鄰省市的海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度高；第三象限（LL）表示此省市和相鄰省市的海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度均為低值區(qū)；第四象限（HL）表示此省市的海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度高，而相鄰省市的海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度低。

圖10 2006—2016 年海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度的全局Moran’s I指數(shù)

由表4 可知，2006—2016 年有超過45% 的省市分布在第三象限，說明大部分省市處在低耦合協(xié)調(diào)度集聚的區(qū)域，空間差異??；江蘇由第二象限轉(zhuǎn)變?yōu)榈谝幌笙?，表明其耦合協(xié)調(diào)度增加，海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展水平上升；上海一直處在第四象限，表明耦合協(xié)調(diào)度高，被旁邊的低值區(qū)域包圍。

表4 2006—2016 年沿海各省市海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度空間關(guān)聯(lián)變化

4 沿海省市海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素分析

4.1 空間計(jì)量模型設(shè)定

對(duì)耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)行時(shí)序以及空間格局分析，發(fā)現(xiàn)各省市海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有差異性，為了研究造成耦合協(xié)調(diào)度差異的深層次原因，對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的影響因素進(jìn)行空間計(jì)量分析。借鑒蓋美等［23］海陸經(jīng)濟(jì)的研究成果，并結(jié)合中國(guó)沿海省市的海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展情況，最終確定將以下6 個(gè)因素作為影響海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度的主要因素：①政府調(diào)控，用財(cái)政支出占省市GDP 比重表示（X1）；②投資拉動(dòng)，用固定資產(chǎn)投資表示（X2）；③環(huán)境倒逼，用二氧化硫排放量表示（X3）；④經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)，用人均GDP 表示（X4）；⑤市場(chǎng)帶動(dòng)，用人均居民可支配收入表示（X5）；⑥科技推動(dòng)，用專利受理數(shù)表示（X6）。

以2016 年中國(guó)沿海省市的數(shù)據(jù)為例，為了避免異方差性和量綱不同的影響，先對(duì)影響因素?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，再將耦合協(xié)調(diào)度作為被解釋變量進(jìn)行研究。使用空間滯后模型（SLM）與空間誤差模型（SEM）進(jìn)行估計(jì)，模型如下。

1）空間滯后模型（SLM）：

比較SLM 和SEM 模型在數(shù)據(jù)運(yùn)行后的回歸結(jié)果，2 個(gè)模型的Log L 基本相同，但擬合優(yōu)度是SLM模型高于SEM 模型，故選擇SLM 模型回歸估計(jì)的結(jié)果做分析。

4.2 回歸結(jié)果分析

SLM 模型回歸結(jié)果如表5 所示。由表5 可知，SLM 模型的空間滯后系數(shù)ρ 為正數(shù)且達(dá)到5% 的顯著性水平，說明沿海省市的海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度之間存在顯著正向溢出效應(yīng)，耦合協(xié)調(diào)度不僅受到本省市政府調(diào)控、投資拉動(dòng)、環(huán)境倒逼、經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)、市場(chǎng)帶動(dòng)、科技推動(dòng)因素的影響，還受到相鄰省市耦合協(xié)調(diào)度的影響。各變量的回歸系數(shù)大小和方向不同，貢獻(xiàn)度和作用則不同，由此得到貢獻(xiàn)程度依次為：經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)＞政府調(diào)控＞投資拉動(dòng)＞市場(chǎng)帶動(dòng)＞環(huán)境倒逼＞科技推動(dòng)＞ρ，表明這6 個(gè)影響因素的影響力要大于相鄰省市耦合協(xié)調(diào)度的影響力，是影響海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展水平的決定性因素。

表5 耦合協(xié)調(diào)度SLM 模型回歸結(jié)果

其中，經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)、政府調(diào)控、投資拉動(dòng)、市場(chǎng)帶動(dòng)、科技推動(dòng)與耦合協(xié)調(diào)度存在顯著的空間正向溢出效應(yīng)，其提升能增強(qiáng)海陸經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)因素回歸系數(shù)最大，表明經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的溢出作用最大，即LN（人均GDP）每增加1.000 個(gè)單位，耦合協(xié)調(diào)度則增加0.949 個(gè)單位。環(huán)境倒逼與耦合協(xié)調(diào)度存在顯著的空間負(fù)向溢出效應(yīng)，其提升會(huì)降低海陸經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展水平，即LN（二氧化硫排放量）每增加1.000 個(gè)單位，耦合協(xié)調(diào)度則降低0.557 個(gè)單位，這可能源于其誘發(fā)的生態(tài)環(huán)境負(fù)效應(yīng)。

5 小結(jié)與討論

5.1 小結(jié)

基于中國(guó)11 個(gè)沿海省市2006—2016 年的數(shù)據(jù)，借助Super-SBM 方法、耦合協(xié)調(diào)度模型、空間統(tǒng)計(jì)工具對(duì)海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展分析，得出如下結(jié)論。

1）除上海和海南外，其他沿海省市都是海洋系統(tǒng)對(duì)陸域經(jīng)濟(jì)的助推效應(yīng)更高。天津、河北、遼寧、山東、廣西的耦合協(xié)調(diào)度有下降趨勢(shì)，除天津、上海、海南外，其他省市耦合協(xié)調(diào)度較低；上海和天津處于優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)發(fā)展階段，河北、福建、山東和廣西處于瀕臨失調(diào)發(fā)展階段，遼寧、浙江和廣東處于輕度失調(diào)發(fā)展階段。

2）2006—2008 年耦合協(xié)調(diào)度呈負(fù)空間自相關(guān)，2009—2016 年呈正空間自相關(guān)。超過45% 的省市處在低耦合協(xié)調(diào)度集聚的區(qū)域，空間差異??；江蘇由第二象限轉(zhuǎn)變?yōu)榈谝幌笙?，耦合協(xié)調(diào)度增加，與相鄰省市的空間差異縮小。

3）海陸經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)度之間存在正向溢出效應(yīng)。不僅受到本省市經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)、政府調(diào)控、投資拉動(dòng)、市場(chǎng)帶動(dòng)、環(huán)境倒逼、科技推動(dòng)因素的影響，還受到相鄰省市的影響，貢獻(xiàn)度依次降低；經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)、政府調(diào)控、投資拉動(dòng)、市場(chǎng)帶動(dòng)、科技推動(dòng)的提升能增強(qiáng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平，環(huán)境倒逼的提升會(huì)降低協(xié)調(diào)發(fā)展水平。

5.2 討論

由于沿海省市有不同的地理優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展水平也不盡相同，應(yīng)實(shí)施差異化的海陸發(fā)展戰(zhàn)略：處于優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)的上海和天津，可作為協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的先行建設(shè)區(qū)，全面施展其資源互通優(yōu)勢(shì)，并把發(fā)展模式共享給其他沿海省市；耦合協(xié)調(diào)度隨時(shí)間增加的江蘇、浙江、福建和廣東，可作為協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的重點(diǎn)建設(shè)區(qū)，制定有針對(duì)性的海陸經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展政策；耦合協(xié)調(diào)度隨時(shí)間減小的河北、遼寧、山東和廣西，可作為協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的后發(fā)優(yōu)勢(shì)建設(shè)區(qū)，全面汲取其他協(xié)調(diào)省市的成功經(jīng)驗(yàn)，施展后發(fā)優(yōu)勢(shì)。

針對(duì)影響因素，可采取如下措施：經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)方面，應(yīng)注重人均GDP 考核機(jī)制，強(qiáng)化質(zhì)量和效益的重要性；政府調(diào)控方面，應(yīng)提高社會(huì)制度和規(guī)制水平，提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量；投資拉動(dòng)方面，應(yīng)借助沿海省市獨(dú)特的地理優(yōu)勢(shì)，充分利用物流、資金流、信息流等資源，提高省市綜合發(fā)展水平；市場(chǎng)帶動(dòng)方面，應(yīng)拉動(dòng)內(nèi)需，激活內(nèi)需市場(chǎng)，釋放市場(chǎng)活力；科技推動(dòng)方面，應(yīng)增加研發(fā)投入，重點(diǎn)發(fā)展技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)，提高勞動(dòng)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)效率；環(huán)境倒逼方面，應(yīng)積極進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，減少工業(yè)固體廢物排放量，提升生態(tài)環(huán)境質(zhì)量，提高省市吸引力并優(yōu)化生產(chǎn)生活空間；應(yīng)建立環(huán)境治理合作機(jī)制，強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制的力度及結(jié)構(gòu)，增加環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度，促進(jìn)海陸經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。