張 懿，紀(jì)建悅

（1.青島理工大學(xué)商學(xué)院，山東青島 266520；2.中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東青島 266100；3.中國海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院，山東青島 266100）

我國人口眾多，陸域糧食增產(chǎn)面臨化肥污染、耕地減少和水資源短缺的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，在此矛盾中糧食安全首當(dāng)其沖。耕海牧漁，建設(shè)“藍(lán)色糧倉”對(duì)于保障糧食安全、緩解人口增長壓力、改善國民膳食結(jié)構(gòu)意義重大。隨著海洋捕撈水產(chǎn)品供給能力的退化，海水養(yǎng)殖產(chǎn)量已經(jīng)成為“藍(lán)色糧倉”有效庫存豐裕度的決定性指標(biāo)。近年來，隨著國家對(duì)海洋食物開發(fā)的重視，我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)取得了飛速發(fā)展，但其代價(jià)卻是巨大的資源投入和嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境污染。一方面近岸海域、灘涂能用于養(yǎng)殖的空間已趨于極限，想要繼續(xù)擴(kuò)大資源要素投入已不現(xiàn)實(shí)；另一方面，海水養(yǎng)殖并非清潔生產(chǎn)，養(yǎng)殖生物糞便等排泄物的沉積，殘餌產(chǎn)生的氮、磷等營養(yǎng)物質(zhì)積累，使養(yǎng)殖海域生態(tài)環(huán)境惡化與產(chǎn)出增長需求的矛盾加劇。研究海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

海洋食物對(duì)于陸域糧食生產(chǎn)的補(bǔ)充作用得到了學(xué)術(shù)界的普遍認(rèn)可，Kobayashi 等［1］指出，海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)是增長最快的食品生產(chǎn)部門，是未來海洋食品供給的主要來源；盧昆［2］指出隨著近岸捕撈業(yè)的衰退，海水養(yǎng)殖業(yè)已經(jīng)成為“藍(lán)色糧倉”有效庫存豐裕度的決定性指標(biāo)，也是“藍(lán)色糧倉”建設(shè)最為關(guān)鍵的支撐性產(chǎn)業(yè)；翟璐等［3］認(rèn)為，控制海洋捕撈產(chǎn)量，優(yōu)化海水養(yǎng)殖模式有助于促進(jìn)我國“藍(lán)色糧倉”的可持續(xù)發(fā)展。然而海水養(yǎng)殖并非清潔生產(chǎn)，大量學(xué)者從定性和定量角度對(duì)海水養(yǎng)殖污染進(jìn)行測(cè)度，Wu［4］指出，海水養(yǎng)殖的污染負(fù)荷非常高，氮、磷、碳等大量污染物在魚類呼吸排泄、飼料浪費(fèi)的過程中積聚流失，并導(dǎo)致嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境問題；董雙林等［5］指出，海水養(yǎng)殖主要通過污染物排放、魚藥等化學(xué)品的使用、養(yǎng)殖生物外套等方式對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生破壞：楊正先等［6］指出中國品種單一、高密度放養(yǎng)、大量投餌的養(yǎng)殖方式造成養(yǎng)殖海域生態(tài)環(huán)境嚴(yán)重破壞，容易導(dǎo)致魚病暴發(fā)；隨后學(xué)者們對(duì)海水養(yǎng)殖污染的影響因素進(jìn)行了深入研究，唐啟升等［7］認(rèn)為養(yǎng)殖品種多樣性、不投餌率、養(yǎng)殖生物營養(yǎng)級(jí)變化等是影響海水養(yǎng)殖環(huán)境影響的重要因素；操建華［8］指出低營養(yǎng)級(jí)生物也會(huì)存在污染，品類單一、高密度養(yǎng)殖和網(wǎng)箱養(yǎng)殖等粗放養(yǎng)殖方式造成的污染最大；呂兌安等［9］指出，海水養(yǎng)殖業(yè)污染主要源自營養(yǎng)鹽、有機(jī)質(zhì)、重金屬和抗生素，應(yīng)注重源頭治理。近年來，養(yǎng)殖海域生態(tài)環(huán)境惡化對(duì)海洋水產(chǎn)品持續(xù)供給能力的威脅已不容忽視，提質(zhì)增效成為海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)關(guān)注的焦點(diǎn)話題。Vassdal 等［10］使用Malmquist 指數(shù)對(duì)挪威海水養(yǎng)殖業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度發(fā)現(xiàn)，海水養(yǎng)殖業(yè)達(dá)到成熟階段后，行業(yè)全要素生產(chǎn)率可能會(huì)停止甚至倒退；Asche 等［11］發(fā)現(xiàn)挪威三文魚養(yǎng)殖的全要素生產(chǎn)率主要是由技術(shù)進(jìn)步引起的；秦宏等［12］運(yùn)用SBM 模型對(duì)2008 至2016 年中國海水養(yǎng)殖生態(tài)經(jīng)濟(jì)效率進(jìn)行測(cè)度，并分析了導(dǎo)致生態(tài)經(jīng)濟(jì)效率損失的原因；高晶晶等［13］采用三階段DEA 模型對(duì)海水養(yǎng)殖的技術(shù)效率進(jìn)行測(cè)度發(fā)現(xiàn)，規(guī)模無效是阻礙技術(shù)效率提升的主要因素；紀(jì)建悅等［14］基于超越對(duì)數(shù)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型對(duì)中國養(yǎng)殖海域的綠色技術(shù)效率進(jìn)行研究認(rèn)為，海水養(yǎng)殖綠色技術(shù)效率主要受養(yǎng)殖水域、養(yǎng)殖方式和地區(qū)發(fā)展水平的影響。

綜上所述，面對(duì)人口增長所帶來的糧食安全壓力以及較為嚴(yán)峻的海洋資源環(huán)境約束，提升綠色全要素生產(chǎn)率是海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)未來發(fā)展的關(guān)鍵要點(diǎn)。然而，目前對(duì)于海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的系統(tǒng)性研究還相對(duì)較少，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，科學(xué)選取海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的要素投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出指標(biāo)；基于SBM-GML指數(shù)對(duì)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率水平進(jìn)行測(cè)度，并從純技術(shù)效率變化、規(guī)模效率變化、純技術(shù)變化和規(guī)模技術(shù)變化4 個(gè)角度進(jìn)行了更加全面細(xì)致的分解；最后選取外部影響因素對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行回歸分析，為海水養(yǎng)殖業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升路徑規(guī)劃提供實(shí)證支持。

1 研究方法

1.1 SBM 模型

資源環(huán)境約束下海水養(yǎng)殖業(yè)效率的測(cè)度問題實(shí)際上是考慮非期望產(chǎn)出的效率測(cè)度問題，傳統(tǒng)上經(jīng)常使用投入處理法［15］，但由于投入處理法存在違背投入產(chǎn)出的實(shí)際生產(chǎn)過程的問題，會(huì)導(dǎo)致效率測(cè)度的不準(zhǔn)確。針對(duì)這一問題，Tone［16］提出了SBM 模型，該模型直接將投入產(chǎn)出的松弛變量納入目標(biāo)規(guī)劃函數(shù)，使得測(cè)度結(jié)果更加與實(shí)際生產(chǎn)相符。SBM 測(cè)度模型的形式如式（1）所示。

其中，E為海水養(yǎng)殖業(yè)決策單元的效率值，ρ為目標(biāo)函數(shù)，m為投入要素?cái)?shù)，n1為期望產(chǎn)出數(shù)，n2為非期望產(chǎn)出數(shù)，D、Yg、Yb為對(duì)應(yīng)的投入矩陣、期望產(chǎn)出矩陣、非期望產(chǎn)出矩陣。λ為權(quán)重向量，s-、sg和sb表示各項(xiàng)投入、期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出的松弛量，其中s-和sb代表投入及非期望產(chǎn)出的冗余，sg代表期望產(chǎn)出的不足。這樣直接將松弛問題帶來的與有效前沿相比的“無效率”加入模型中，表示投入冗余部分帶來的效率低下，即投入要素的可縮減比例，表示期望產(chǎn)出的不足引起效率低下的部分，即期望產(chǎn)出的可擴(kuò)張比例，表示非期望產(chǎn)出過多帶來效率的低下，即非期望產(chǎn)出的可縮減部分。可以看出，當(dāng)投入和產(chǎn)出約束越松弛，即的值越大，海水養(yǎng)殖的效率值越低。對(duì)于被評(píng)價(jià)的決策單元，當(dāng)且僅當(dāng)ρ=1，即時(shí)有效率，稱為DEA 有效。ρ＜1，說明被評(píng)價(jià)的決策單元無效，存在投入過多、期望產(chǎn)出不足、非期望產(chǎn)出過多的情況。

1.2 GML 全要素生產(chǎn)率指數(shù)模型

Malmquist 全要素生產(chǎn)率指數(shù)的測(cè)度最早源自Malmquist，也是該指數(shù)的命名由來。Fare 等［17］基于DEA 方法計(jì)算Malmquist 指數(shù)，構(gòu)造了跨期變動(dòng)的Malmquist 全要素生產(chǎn)率指數(shù)，計(jì)算決策單元（DMU）在兩個(gè)時(shí)期內(nèi)的技術(shù)效率變化（TEC）和技術(shù)變化（TC），如式（2）所示：

如果將SBM 轉(zhuǎn)變?yōu)橐?guī)模報(bào)酬可變的SBM 模型，技術(shù)效率（TEC）則又可以進(jìn)一步純技術(shù)效率（PEC）和規(guī)模效率變化（SEC），如式（3）所示：

1.3 計(jì)量分析模型

基于綠色全要素生產(chǎn)率的理論分析框架，本文從環(huán)境規(guī)制、技術(shù)推廣、科教投入、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和漁業(yè)開發(fā)程度等方面構(gòu)建的海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率的實(shí)證分析模型如下：

2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

2.1 綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度指標(biāo)選取

綠色全要素生產(chǎn)率的投入產(chǎn)出指標(biāo)體系構(gòu)建如下：（1）勞動(dòng)投入。勞動(dòng)投入通過海水養(yǎng)殖從業(yè)人員數(shù)來衡量，是直接從事海水養(yǎng)殖生產(chǎn)活動(dòng)的勞動(dòng)者數(shù)量，與海水養(yǎng)殖業(yè)的規(guī)模和發(fā)展水平息息相關(guān)。（2）海水養(yǎng)殖資本投入。本文借鑒王金田等［19］對(duì)農(nóng)業(yè)資本存量估算的研究，采用永續(xù)盤存法對(duì)海水養(yǎng)殖業(yè)的資本存量水平進(jìn)行測(cè)算，公式為：其中，為本期和前期的海水養(yǎng)殖資本存量，I為固定資產(chǎn)投資額，為固定資本折舊率取4.24%。（3）魚苗和餌料投入。海水養(yǎng)殖過程主要包括種苗培育→投放→養(yǎng)殖→捕獲，魚苗和餌料投入是不可或缺的重要投入，故本文采用海水養(yǎng)殖飼料與魚苗投入的資金進(jìn)行衡量。（4）海水養(yǎng)殖面積投入。海水養(yǎng)殖活動(dòng)需要在近岸灘涂和養(yǎng)殖海域空間上進(jìn)行，本文采用海水養(yǎng)殖總面積對(duì)資源要素投入進(jìn)行衡量。（5）期望產(chǎn)出選取。本文借鑒傳統(tǒng)的做法，選擇海水養(yǎng)殖業(yè)的生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出，為了消除價(jià)格因素的影響，以2008年為基年，對(duì)其進(jìn)行定基化處理。（6）非期望產(chǎn)出的測(cè)度。海水養(yǎng)殖生態(tài)環(huán)境污染物主要包括氮（N）、磷（P）及化學(xué)需氧量（COD），但污染物產(chǎn)量無法直接從年鑒中獲得，本文參考既有研究采用產(chǎn)排污系數(shù)法進(jìn)行計(jì)算［20］。

2.2 海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素選取

核心解釋變量：海洋環(huán)境規(guī)制水平。環(huán)境規(guī)制是綠色全要素生產(chǎn)率的重要影響因素，理論上存在“遵循成本說”和“波特假說”兩條影響路徑。（2）控制變量：1）海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)發(fā)展，產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平綜合反映了海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新能力和資金投入能力，產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平可能與綠色全要素生產(chǎn)率正相關(guān)。2）海洋科教投入。海洋科教投入是為了綜合開發(fā)、利用和保護(hù)海洋資源而在科研、教育、管理等方面進(jìn)行的投入總稱，是綠色全要素生產(chǎn)率提升的必要條件。3）技術(shù)推廣強(qiáng)度。新技術(shù)的普及運(yùn)用對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率提升起著決定性的作用，海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)高度依賴海域自然條件，海洋環(huán)境條件復(fù)雜多變，加之人們對(duì)海洋的認(rèn)知還處于探索階段，更加依賴先進(jìn)技術(shù)的推廣普及。4）漁業(yè)開放程度。漁業(yè)開放程度有助于國家間的合作交流，是跨區(qū)域優(yōu)化資源配置，提高資源利用效率，對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率也存在較大影響。5）漁民培訓(xùn)強(qiáng)度。漁民技術(shù)培訓(xùn)是提升海水養(yǎng)殖技術(shù)的重要手段，可能有助于促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。表1 給出了海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素選取及解釋。

表1 海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響因素選取及解釋

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文以2008 至2017 年中國沿海10 個(gè)省份的數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)全部來自《中國漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》，對(duì)于少數(shù)缺失數(shù)據(jù)，本文根據(jù)數(shù)據(jù)波動(dòng)規(guī)律選擇插值法、幾何增長率方法補(bǔ)充。鑒于上海地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重且海水養(yǎng)殖規(guī)模較小，本文沒有將其包含在內(nèi)，變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2 所示。

表2 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 中國海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度及分解

3.1 海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率的時(shí)間趨勢(shì)分析

海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率及其基礎(chǔ)分解指數(shù)的時(shí)間趨勢(shì)如圖1 所示。從整體上看，2016 年綠色全要素生產(chǎn)率累積值為1.675，提高67.5%，呈現(xiàn)大幅上升趨勢(shì)。其中，技術(shù)效率累積下降12.9%，技術(shù)進(jìn)步累積提高了92.3%，說明中國海水養(yǎng)殖業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升主要依靠技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)效率反而略有倒退，成為中國綠色全要素生產(chǎn)率提升的制約因素。

圖1 海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)的時(shí)間趨勢(shì)

從時(shí)間趨勢(shì)看，綠色全要素生產(chǎn)率存在兩次較大幅度的提升。一次發(fā)生在2009 至2011 年間，原因在于，《水污染防治法》在2008 年正式頒布，這代表了國家對(duì)水環(huán)境治理力度的提升，體現(xiàn)了沿海省份為改善水體環(huán)境所做的努力；另一次大幅度提升發(fā)生在2013 年后，這是我國“生態(tài)優(yōu)先”的漁業(yè)方針正式實(shí)施的年份，也是《全國海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》以及海洋強(qiáng)國戰(zhàn)略正式實(shí)施的年份。海洋強(qiáng)國戰(zhàn)略十分注重科技貢獻(xiàn)率，《國家“十二五”海洋科學(xué)與技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要》明確指出要提高科技貢獻(xiàn)率，將海洋技術(shù)創(chuàng)新和海洋科技成果轉(zhuǎn)化作為本階段發(fā)展的重點(diǎn)內(nèi)容。在宏觀政策的影響下，海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率主要由技術(shù)進(jìn)步支撐，而我國海水養(yǎng)殖技術(shù)效率指數(shù)卻持續(xù)走低，反映了養(yǎng)殖海域資源管理方面的欠缺，海域使用金是海洋管理的重要手段。雖然《中華人民共和國海域使用管理法》早在2002 年就已頒布，但并未達(dá)成應(yīng)有效果。2007年財(cái)政部和原國家海洋局又聯(lián)合頒布了《關(guān)于加強(qiáng)海域使用金的通知》，然而我國在養(yǎng)殖海域科學(xué)定價(jià)方面仍較為欠缺，短期內(nèi)可能仍難以對(duì)養(yǎng)殖海域合理定價(jià)，提高養(yǎng)殖海域管理水平是提升綠色全要素生產(chǎn)率的重要課題［21-22］。

3.2 海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域異質(zhì)性分析

各地區(qū)的海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的波動(dòng)如表3 所示。只有天津市綠色全要素生產(chǎn)率均值小于1，呈小幅度下降趨勢(shì)。其余9 個(gè)地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的均值都呈上升趨勢(shì)。從均值增幅來看，廣東和江蘇的綠色全要素生產(chǎn)率均值增幅較大，屬于第一梯隊(duì)，超過了10%；福建、山東、海南、廣西、河北和海南的增幅超過了5%，屬于第二梯隊(duì)；而遼寧和浙江的綠色全要素生產(chǎn)率增幅較小在5%以下，屬于第三梯隊(duì)。這一結(jié)果表明，在資源環(huán)境的硬約束下，我國大部分沿海地區(qū)在海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程中開始注重綠色全要素生產(chǎn)率的提升，海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)的增長質(zhì)量有所提升。這種區(qū)域異質(zhì)性主要原因在于，我國海洋面積廣闊，包括渤海、黃海、東海和南海四大海域，氣候條件則從溫帶到亞熱帶地區(qū)，不同省份在產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中面臨的資源約束各不相同，在產(chǎn)業(yè)增長模式上也就產(chǎn)生了較大差異。

表3 各地區(qū)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)

3.3 對(duì)海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率的進(jìn)一步分解

本文進(jìn)一步將綠色全要素生產(chǎn)率分解為：純技術(shù)效率變化指數(shù)、規(guī)模技術(shù)效率變化指數(shù)、純技術(shù)變化和規(guī)模技術(shù)變化，從而更加細(xì)致而深入地反映海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率變化的驅(qū)動(dòng)因素。

從樣本期內(nèi)各地區(qū)不同分解指數(shù)的平均累積值來看：首先，就純技術(shù)效率變化指數(shù)的累積變化而言，各地區(qū)純技術(shù)效率變化指數(shù)的平均累積值為0.85，樣本期間內(nèi)平均累積下降了15%，說明我國海水養(yǎng)殖業(yè)純技術(shù)效率的變化趨勢(shì)整體不容樂觀，也是抑制綠色全要素生產(chǎn)率增長的最重要因素，也反映了各省份都對(duì)純技術(shù)效率變化缺乏重視；其次，各地區(qū)規(guī)模技術(shù)效率變化指數(shù)的平均累積值為1.020，累積增長2%。說明規(guī)模技術(shù)效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率存在一定的促進(jìn)作用，但作用大小較為微弱，且這種促進(jìn)作用在時(shí)間趨勢(shì)上存在遞減傾向；另外，各地區(qū)純技術(shù)變化的平均累積值為1.801，增幅為80.1%，說明我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)在樣本期間取得了巨大的技術(shù)進(jìn)步，并且純技術(shù)變化的數(shù)值也是所有分解項(xiàng)中的最大值，表明純技術(shù)變化是我國海水養(yǎng)殖業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升的最主要驅(qū)動(dòng)力量，加大純技術(shù)進(jìn)步是提升我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵所在（見圖2）；最后，各省份規(guī)模技術(shù)變化的平均累積值為1.068，累積增長6.8%，說明規(guī)模技術(shù)變化也促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率的提升，但遠(yuǎn)低于純技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用。

圖2 考慮規(guī)模因素綠色全要素生產(chǎn)率分解指數(shù)累積變化

從不同地區(qū)各分解指數(shù)的變動(dòng)情況看。第一，各地區(qū)純技術(shù)效率變化指數(shù)分解結(jié)果如表4 所示。天津的純技術(shù)效率變化始終為1，說明樣本期間內(nèi)的純技術(shù)效率沒有發(fā)生明顯變化。廣東、廣西和江蘇3 省（自治區(qū)）的技術(shù)效率變化指數(shù)的均值大于1，但上升幅度都相對(duì)較小分別為0.1%、0.4%和2.8%，說明上述三省份技術(shù)效率都呈上升趨勢(shì)，但純技術(shù)效率變化對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的作用大小都較為微弱。河北、遼寧、浙江、福建、山東和海南的純技術(shù)效率變化指數(shù)小于1。其中河北平均降幅最大，為11.4%，山東平均降幅最小，為0.2%，說明大多數(shù)地區(qū)純技術(shù)效率對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率均產(chǎn)生了一定的抑制作用。整體上看，我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)純技術(shù)效率略有下降，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了一定程度的抑制作用。

表4 各地區(qū)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)純技術(shù)效率變化指數(shù)

第二，各地區(qū)規(guī)模技術(shù)效率變化指數(shù)測(cè)度結(jié)果如表5 所示。從均值看，有6 個(gè)省份的規(guī)模技術(shù)效率變化指數(shù)大于1，包括天津（1.010）、河北（1.079）、浙江（1.001）、福建（1.005）、廣東（1.002）和海南（1.024）；增幅差異較大，最小增幅為0.1%，最大增幅為7.9%，說明大多數(shù)省份處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)階段。而山東、江蘇、遼寧和廣西的規(guī)模技術(shù)效率變化指數(shù)小于1，處于規(guī)模不經(jīng)濟(jì)的階段。從時(shí)間維度的均值看，2009 至2011 年間各省份規(guī)模技術(shù)效率的均值分別為1.008、1.066 和1.027，均大于1，在這一時(shí)期內(nèi)規(guī)模技術(shù)效率促進(jìn)了我國綠色全要素生產(chǎn)率提升，但這種促進(jìn)作用呈遞減趨勢(shì)。在2012至2016 年間，除2014 年外，各省份規(guī)模技術(shù)效率變化指數(shù)的均值持續(xù)小于1，說明隨著我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)張，提高養(yǎng)殖規(guī)模對(duì)技術(shù)效率提升的促進(jìn)作用已經(jīng)消失，未來我國居民對(duì)海洋水產(chǎn)品需求規(guī)模仍較為巨大，應(yīng)更加重視海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率提升面臨的壓力。

表5 各地區(qū)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)規(guī)模技術(shù)效率變化指數(shù)

第三，各地區(qū)純技術(shù)變化指數(shù)的測(cè)度結(jié)果如表6 所示。從均值看，除天津外，其他9 個(gè)沿海省份的純技術(shù)變化都大于1，表明純技術(shù)變化是驅(qū)動(dòng)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的主要因素。從增幅來看，河北和廣東的平均增幅最大，分別增長14.1%和11.2%，增幅超過了10%，廣西的增幅最低為0.2%，其余省份增幅也都在5%以上。各省份海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)純技術(shù)變化的平均增幅都較大，反映了在資源環(huán)境約束愈發(fā)嚴(yán)峻的情況下，大多數(shù)省份都將技術(shù)進(jìn)步當(dāng)作促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提升的主要手段。

表6 各地區(qū)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)純技術(shù)變化指數(shù)

表6 （續(xù)）

第四，各地區(qū)規(guī)模技術(shù)變化指數(shù)分解結(jié)果如表7 所示。從均值看，只有天津、河北和遼寧的規(guī)模技術(shù)變化指數(shù)均值小于1，降幅最大的是河北（0.963），降幅為3.7%，降幅最小的是天津（0.996），降幅為0.4%，說明上述三省市的規(guī)模技術(shù)變化都整體呈現(xiàn)微小幅度的下降，對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了微弱的抑制作用。廣東省歷年規(guī)模技術(shù)變化均為1，反映了廣東省的規(guī)模技術(shù)變化在樣本期間未發(fā)生明顯變化。江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西和海南這七個(gè)省份的均值均大于1，增幅最大的是廣西，增幅為5.9%。增幅最小的是福建僅為0.1%，說明在這七個(gè)省份規(guī)模技術(shù)進(jìn)步小幅度促進(jìn)了綠色全要素生產(chǎn)率的上升?？傮w來說，規(guī)模技術(shù)變化也小幅度地促進(jìn)了海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升。

表7 各地區(qū)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)規(guī)模技術(shù)變化指數(shù)

4 海水養(yǎng)殖綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素研究

本文對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。首先對(duì)多重共線性問題進(jìn)行檢驗(yàn)，VIF 值都為1.39，遠(yuǎn)低于10，不存在嚴(yán)重的共線性問題；然后對(duì)方程進(jìn)行LM 檢驗(yàn)，方程（1）檢驗(yàn)P值為0.000，方程（2）P值為0.033，分別在1%和5%的顯著性水平下拒絕“無個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，不宜采用OLS 進(jìn)行估計(jì)；進(jìn)一步對(duì)方程進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，均在1%的顯著性水平下拒絕“存在隨機(jī)效應(yīng)”原假設(shè)；面板數(shù)據(jù)很可能存在異方差和自相關(guān)，本文對(duì)兩個(gè)方程進(jìn)行Modified Wald檢驗(yàn)、Wooldridge檢驗(yàn)和Friedman檢驗(yàn)，結(jié)果均在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)。綜上，采用可行廣義最小二乘法更為合適。本文回歸結(jié)果如表8 所示。

表8 海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響因素回歸結(jié)果

從核心解釋變量來看。以海域使用金為代表的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型海洋環(huán)境規(guī)制水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率存在顯著的負(fù)向影響，回歸系數(shù)為-0.002，結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著，說明經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制手段更多的符合“遵循成本說”，環(huán)境規(guī)制費(fèi)用對(duì)生產(chǎn)過程添加了新的約束，擠占了生產(chǎn)要素資源，導(dǎo)致綠色全要素生產(chǎn)率的下降?？赡茉蛟谟陔m然《中華人民共和國海域使用管理法》早在2002 年就已推行，但治理效果遠(yuǎn)未達(dá)到預(yù)期。2007 年財(cái)政部和國家海洋局又聯(lián)合頒布了《關(guān)于加強(qiáng)海域使用金的通知》，意在加強(qiáng)管理提高海洋資源配置效率，但我國在養(yǎng)殖海域科學(xué)定價(jià)體系方面的研究成果仍非常有限，在短期可能仍難以給予養(yǎng)殖海域合理定價(jià)［21-22］。

從控制變量來看：（1）漁民培訓(xùn)強(qiáng)度在兩個(gè)回歸中均對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響，且均通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明漁民培訓(xùn)強(qiáng)度是促進(jìn)我國綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素，漁民在培訓(xùn)過程中能夠接觸到更加先進(jìn)的海水養(yǎng)殖方法，進(jìn)而在海水養(yǎng)殖的生產(chǎn)過程中實(shí)現(xiàn)資源節(jié)約和環(huán)境友好，最終提升全要素生產(chǎn)率。（2）海洋科教投入對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響，通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升需要海洋科教投入的基礎(chǔ)性作用，海洋科教投入通過形成新的知識(shí)和人力資本能夠顯著地促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提升。（3）技術(shù)推廣強(qiáng)度對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響符號(hào)為正，通過了5%條件下的顯著性檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果表明技術(shù)推廣有助于綠色全要素生產(chǎn)率的提升。（4）海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率也具有正向促進(jìn)作用，但系數(shù)僅通過了10%條件下的顯著性檢驗(yàn)，說明對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響并不十分顯著。（5）漁業(yè)開放度的回歸結(jié)果，無論顯著性還是穩(wěn)定性都較差，僅通過了10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。

5 研究結(jié)論

本文采用SBM-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)對(duì)中國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變動(dòng)情況進(jìn)行測(cè)度分解表明，我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率呈明顯上升趨勢(shì)。其中綠色全要素生產(chǎn)率累積提高67.5%，技術(shù)效率指數(shù)累積降幅為12.9%，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)累積提高了92.3%；分區(qū)域來看，沿海地區(qū)10個(gè)省份中有9 個(gè)地區(qū)呈現(xiàn)明顯上升趨勢(shì)，廣東和江蘇的綠色全要素生產(chǎn)率各年均值增幅較大，超過了10%，福建、山東、海南、廣西、河北和海南的各年平均增幅在5%～10%之間，而遼寧和浙江的綠色全要素生產(chǎn)率各年平均增幅在5%以下，只有天津的綠色全要素生產(chǎn)率水平略有下降；另一方面，從指數(shù)分解結(jié)果來看，我國綠色全要素生產(chǎn)率的提升主要由技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動(dòng)，而技術(shù)效率卻略有下降。考慮規(guī)模因素的進(jìn)一步分解還發(fā)現(xiàn)，中國綠色全要素生產(chǎn)率提升主要由純技術(shù)變化驅(qū)動(dòng)，規(guī)模技術(shù)效率變化和規(guī)模技術(shù)變化也產(chǎn)生了促進(jìn)作用但影響較小，純技術(shù)效率變化則產(chǎn)生了負(fù)向影響。

本文還采用FGLS 對(duì)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)力的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：海洋環(huán)境規(guī)制水平與綠色全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān)，說明我國海洋使用金定價(jià)制度還不完善，海域使用金對(duì)稀缺的生產(chǎn)資源產(chǎn)生擠占效應(yīng)，不利于綠色全要素生產(chǎn)率提升，滿足“遵循成本說”，距離“波特假說”的實(shí)現(xiàn)還存在較大差距。海洋科教投入、漁民培訓(xùn)強(qiáng)度、技術(shù)推廣強(qiáng)度有助于我國綠色全要素生產(chǎn)率的提升，這些因素都代表了我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)推廣的實(shí)力與潛力，說明技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)推廣依然是我國海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵因素；海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)發(fā)展和漁業(yè)開放程度對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。