徐偉呈　趙彩云

關鍵詞：海洋科技創(chuàng)新;金融發(fā)展;海洋經(jīng)濟高質(zhì)量增長;調(diào)節(jié)效應;門檻效應

中圖分類號：F06;P74 文獻標志碼：A 文章編號：1005-9857（2023）02-0039-11

0 引言

21世紀以來，我國加大了海洋開發(fā)力度，海洋經(jīng)濟規(guī)模不斷增大，增速不斷提高。黨的十八大明確提出建設“海洋強國”的戰(zhàn)略，黨的十九大再次強調(diào)“海洋強國”戰(zhàn)略的重要地位。毋庸置疑，在經(jīng)濟復雜的現(xiàn)實背景下，海洋科技創(chuàng)新是提升海洋發(fā)展核心競爭力的關鍵因素，加快海洋科技創(chuàng)新步伐是實現(xiàn)海洋強國戰(zhàn)略的重要保障。眾多研究表明，科技創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的重要動能。同樣，海洋科技創(chuàng)新在增強海洋經(jīng)濟動能過程中也扮演了相當重要的角色。那么海洋科技創(chuàng)新發(fā)展是否能夠有效驅(qū)動海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？ 在國內(nèi)金融深化改革的大背景下，金融發(fā)展在其中又扮演怎樣的角色？ 這是亟待研究的重要問題。研究金融發(fā)展、海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響不僅對于我國實現(xiàn)“海洋強國”戰(zhàn)略具有十分重大的現(xiàn)實意義，還能夠為金融改革政策的制定提供理論指導。

因此，本研究基于我國11個沿海地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，在對海洋科技創(chuàng)新水平和海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平綜合指標進行測度的基礎上，構建面板模型實證研究金融發(fā)展水平、海洋科技創(chuàng)新以及海洋經(jīng)濟高質(zhì)量增長之間的關系。

1 文獻綜述

對科技創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究一直是學術界關注的重點，多數(shù)學者認為科技創(chuàng)新可以成為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的驅(qū)動力。Brun 等[1]將研究樣本分為沿海和非沿海地區(qū)，分析發(fā)現(xiàn)我國沿海地區(qū)技術創(chuàng)新可以顯著促進沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展;Kale等[2]利用印度數(shù)據(jù)構建科技創(chuàng)新綜合指數(shù)，實證證明科技創(chuàng)新能夠促進印度經(jīng)濟發(fā)展;吳新中等[3]運用SBM-DDF模型表明技術創(chuàng)新改進已然成為長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色發(fā)展的重要動能;涂正革等[4]從偏向性技術進步的角度，實證研究證明資本偏向型技術進步是省際經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力。在海洋經(jīng)濟層面，Andersson等[5]基于能源角度，認為海洋能源技術創(chuàng)新是海洋經(jīng)濟的重要推動力;謝子遠[6]基于主成分分析法，在對海洋科技發(fā)展水平進行評價的基礎上，認為海洋科技與海洋經(jīng)濟間的聯(lián)系是正向的;徐勝等[7]在構建海洋創(chuàng)新因子的基礎上，認為技術投入是海洋經(jīng)濟結構轉(zhuǎn)型的重要影響因子;杜軍等[8]從時間效應出發(fā)，運用VAR 模型研究得出海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟增長的長期影響是正向顯著的，并且海洋科技創(chuàng)新是海洋經(jīng)濟增長的格蘭杰原因;秦琳貴等[9]研究表明科技創(chuàng)新顯著驅(qū)動海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率的提升;寧凌等[10]認為海洋科技創(chuàng)新與海洋全要素生產(chǎn)率二者之間存在雙向增強機制，但是長期來看這種雙向增強機制的提升幅度不大。

也有學者認為，科技創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系并非簡單的線性促進作用。王澤宇等[11]在構建海洋科技創(chuàng)新能力和海洋經(jīng)濟發(fā)展程度綜合指數(shù)的基礎上，運用協(xié)調(diào)度模型發(fā)現(xiàn)二者協(xié)調(diào)發(fā)展度呈下降趨勢;吳傳清等[12]發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新對綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)先升后降的非線性特征;周國富等[13]運用空間模型檢驗證明區(qū)域創(chuàng)新能力尚未形成對于全要素生產(chǎn)率的促進作用;李健等[14]發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新因素對珠三角、長三角及京津冀三大城市群綠色全要素生產(chǎn)率的影響為負;王春娟等[15]在構建系統(tǒng)評價指標體系的基礎上，運用協(xié)調(diào)度模型研究表明，科技創(chuàng)新和海洋經(jīng)濟發(fā)展水平的協(xié)調(diào)度逐年上升;狄乾斌等[16]運用空間計量模型，發(fā)現(xiàn)海洋科技創(chuàng)新效率可以驅(qū)動本地區(qū)海洋經(jīng)濟發(fā)展，然而對相鄰地區(qū)卻未表現(xiàn)出推動作用。

此外，部分學者開始聚焦于在其他條件影響下，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟的影響效果。紀建悅等[17]實證檢驗表明海洋科技創(chuàng)新對海洋全要素生產(chǎn)率增長作用過程中，存在海洋產(chǎn)業(yè)結構的單一門檻效應，跨越海洋產(chǎn)業(yè)結構單一門檻值后，海洋科技創(chuàng)新對海洋全要素生產(chǎn)率增長的正向作用顯著增長;杜軍等[18]研究發(fā)現(xiàn)在考慮環(huán)境規(guī)制的影響下，長江流域以北區(qū)域海洋技術創(chuàng)新顯著制動海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率的提升，長江流域以南區(qū)域海洋技術創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟綠色全要素生產(chǎn)率的作用效果不顯著;趙巍等[19]選取蘇、滬、浙、魯、粵沿海5個地區(qū)為研究樣本，運用耦合度模型測算得出金融發(fā)展、科技創(chuàng)新與海洋經(jīng)濟發(fā)展系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度基本上實現(xiàn)良好協(xié)調(diào)水平，但還未達優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)水平。

縱觀文獻，主流文獻的研究重點大致體現(xiàn)在4個層面。①從歷史維度視角出發(fā)，利用協(xié)調(diào)模型考察某國家或者區(qū)域的科技進步或創(chuàng)新驅(qū)動與經(jīng)濟發(fā)展的相互動態(tài)影響效應。②從區(qū)域異質(zhì)性視角切入，應用VAR、PVAR 及面板因果檢驗等方法，研究科技創(chuàng)新和經(jīng)濟發(fā)展的雙向因果關系。③利用面板門檻模型和調(diào)節(jié)模型等方法，剖析在其他因素作用下科技創(chuàng)新對于經(jīng)濟發(fā)展的影響。④隨著空間計量經(jīng)濟學的興起，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟發(fā)展的空間效應也逐漸成為學者的研究重點。

現(xiàn)有研究聚焦于科技創(chuàng)新和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的較多且成果頗豐，但是關于海洋科技創(chuàng)新能否有效驅(qū)動海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究少之又少，并且在海洋經(jīng)濟層面大多采用單一指標或者效率指標進行衡量。關于海洋層面，研究大多集中于海洋科技創(chuàng)新與海洋經(jīng)濟發(fā)展的線性關系與直接影響，而金融發(fā)展水平作為影響海洋經(jīng)濟發(fā)展的重要因素一直未得到足夠的關注，將金融發(fā)展水平、海洋科技創(chuàng)新和海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展納入統(tǒng)一框架的研究更是乏善可陳。

本研究的邊際貢獻在于2個方面：①跳出已有文獻對科技創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究慣性，運用調(diào)節(jié)效應模型，更加關注在金融發(fā)展水平的調(diào)節(jié)背景下，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。②通過引入非線性面板門檻模型，考察金融發(fā)展水平、海洋科技創(chuàng)新水平對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量增長的非線性作用特征，這是對現(xiàn)有研究的有益補充，并進一步為海洋經(jīng)濟研究增磚添瓦。

2 研究設計

2.1 樣本描述

鑒于現(xiàn)有統(tǒng)計資料的可獲得性，選取2008—2019年11個沿海地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行分析。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及《中國海洋經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。另外，對于僅涉及物價因素的變量，以2003年為基期進行價格指數(shù)的平減。

2.2 變量選擇

2.2.1 海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

本研究從海洋經(jīng)濟規(guī)模，海洋經(jīng)濟結構，海洋環(huán)境污染和海洋就業(yè)狀況4個層面衡量海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

利用本研究的數(shù)據(jù)，計算得到一、二級指標的最終權重，結果見表1。此處權重的測算使用MatlabR2021a軟件完成。計算海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的最終指標。

2.2.2 海洋科技創(chuàng)新指標

從海洋科技創(chuàng)新支撐、海洋科技創(chuàng)新投入、海洋科技創(chuàng)新產(chǎn)出3個層面衡量海洋科技創(chuàng)新能力。科技支撐是海洋科技創(chuàng)新的硬性條件，科技創(chuàng)新投入是海洋科技創(chuàng)新的軟性條件，科技創(chuàng)新產(chǎn)出是海洋科技創(chuàng)新市場需求的體現(xiàn)。選取能夠衡量海洋科技創(chuàng)新支撐、海洋科技創(chuàng)新投入、海洋科技創(chuàng)新產(chǎn)出的12項二級指標（表2）。根據(jù)熵權法得出海洋科技創(chuàng)新的最終指標。

海洋科技創(chuàng)新支撐：以普通高校海洋專業(yè)?？埔陨袭厴I(yè)生數(shù)量和涉?？萍既藛T占涉海就業(yè)人員比率表征海洋研發(fā)基礎設施的軟件條件，以海洋科研機構數(shù)量表征海洋研發(fā)基礎設施的硬件條件。海洋科技創(chuàng)新投入：以單位經(jīng)費投入強度、海洋科研從業(yè)人員數(shù)和科研機構碩士以上學歷人員數(shù)分別反映海洋科研資金投入狀況、人才總體投入狀況和高學歷科技人員投入狀況。海洋科技創(chuàng)新產(chǎn)出：以發(fā)表科技論文數(shù)、人均科技論文數(shù)、出版科技著作數(shù)、發(fā)明專利授權數(shù)、科技課題數(shù)和海洋科研教育管理服務業(yè)增加值反映海洋科技創(chuàng)新成果產(chǎn)出水平。

2.2.3 金融發(fā)展水平

從金融發(fā)展規(guī)模、結構、效率3個層面考察金融發(fā)展水平。①以金融業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重表征金融發(fā)展規(guī)模[20];②金融發(fā)展結構可以由融資結構來表征[20-21]，以金融機構貸款和股票市值分別代表間接融資和直接融資，以股票市值/（貸款總額+股票市值）表征金融發(fā)展結構;③以金融機構貸款總額占金融機構存款總額的比重表征金融發(fā)展效率，金融機構的存貸比代表金融市場的儲蓄投資轉(zhuǎn)化效率，可以反映金融市場的資源配置效率與競爭程度[22-24]。

2.2.4 其他變量

研發(fā)投入（RD）：研發(fā)經(jīng)費支出占GDP的比重;對外開放度（TO）：進出口貿(mào)易總額占GDP的比重，其中進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)單位為萬美元，根據(jù)年均匯率折算為人民幣之后再進行核算;人均GDP（LNPGDP）：采用地區(qū)人均GDP 表征經(jīng)濟發(fā)展水平，以2003年為基期進行消費者價格指數(shù)平減，并進行對數(shù)化處理（表3）。

2.3 模型方法

2.3.1 基本模型設定

本研究重點研究海洋科技創(chuàng)新（ST）對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展（EC）的影響，因此把海洋科技創(chuàng)新（ST）作為自變量，把海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展（EC）作為因變量建立面板實證模型，進一步選擇能夠影響海洋經(jīng)濟高質(zhì)量增長的研發(fā)投入（RD）、對外開放度（TO）和人均GDP（LNPGDP）作為控制變量，增加研究結果的可靠性。具體模型（1）構建如下：

本研究重點關注的是在不同的金融發(fā)展水平下，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，由此引入海洋科技創(chuàng)新和金融發(fā)展水平的交互項構建模型（2）。另外，采用去中心化方法降低多項式或者交互項所帶來的不利影響。在創(chuàng)建交互項之前，用海洋科技創(chuàng)新和金融發(fā)展水平減去其均值來降低該新變量與交叉項的相關性。為與原來的變量符號進行區(qū)分，用“'”表示該變量的中心化形式。引入交互項的模型（2）如下：

2.3.2 門檻模型

由前文的分析可知，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響在金融發(fā)展水平維度上存在異質(zhì)性。為進一步分析在海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響過程中金融發(fā)展水平發(fā)揮的非線性作用，設定門檻模型（3）進行討論。在門檻數(shù)未知的情況下，可先假設只有1個門檻。具體而言，模型（3）的基本設定如下：

式中：I 為指示函數(shù)，條件成立則取值為1，否則取值為0;qit為門檻變量，包括金融發(fā)展規(guī)模（FINS）、金融發(fā)展結構（FINI）和金融發(fā)展效率（FINE）;γ 為特定的門檻值。

3 實證結果

3.1 基本回歸結果

運用模型（1）對海洋科技創(chuàng)新（ST）與海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展（EC）之間的線性關系進行回歸，再引入金融發(fā)展水平和海洋科技創(chuàng)新的交互項建立模型（2），對金融發(fā)展帶來的邊際影響進行估計。在采用靜態(tài)面板模型考察海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響效應之前，須先篩選面板數(shù)據(jù)模型估計方法。對于模型（1）而言，根據(jù)Hausman 檢驗得出，p 值為0.4662，接受原假設，選擇隨機效應模型進行估計。對于模型（2）而言，根據(jù)Hausman 檢驗得出，p 值分別為0.0069、0.0407和0.0381，拒絕隨機效應模型是最有效率的原假設，采用固定效應模型進行估計（表4）。

在模型（1）中，海洋科技創(chuàng)新（ST）的系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明在控制其他變量影響的前提下，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有正向影響，即海洋科技創(chuàng)新促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。模型（2）估計結果顯示，在引入調(diào)節(jié)變量即金融發(fā)展規(guī)模、結構、效率后，海洋科技創(chuàng)新（ST）估計系數(shù)分別是0.1706、0.1686和0.1788，且分別在10%、1%和1%統(tǒng)計水平下顯著，這說明海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用是顯著正向的。由調(diào)節(jié)變量的估計系數(shù)可知，金融發(fā)展規(guī)模、結構、效率的估計系數(shù)分別為0.5812、0.2226和0.2410，并分別通過1%、10%和10%的顯著性水平檢驗。觀察交互項的估計系數(shù)，海洋科技創(chuàng)新（ST）與金融發(fā)展規(guī)模（FINS）交互項的系數(shù)顯著為正且顯著，與金融發(fā)展效率（FINE）交互項的系數(shù)顯著為正且顯著，但與金融發(fā)展結構（FINI）交互項的系數(shù)顯著為正且不顯著。結果表明，海洋科技創(chuàng)新與海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關系受金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率的正向調(diào)節(jié)，但金融發(fā)展結構的正向調(diào)節(jié)作用還不明顯。

金融的基礎功能是實現(xiàn)資金從盈余的部門到短缺的部門的流通，從而實現(xiàn)資源調(diào)控的合理分配。金融規(guī)模的不斷壯大會增加資金資源的供給，金融發(fā)展規(guī)模的擴大可以為海洋科技創(chuàng)新需求提供資金支持，緩解海洋科技創(chuàng)新推動海洋經(jīng)濟發(fā)展過程中面臨的融資壓力;金融發(fā)展結構的提升使得直接融資比例上升，降低融資成本，但目前我國直接融資市場的參與程度還不高，金融結構的優(yōu)化尚未顯示出突出的調(diào)節(jié)作用;金融發(fā)展效率的提升有效提升閑置資金的轉(zhuǎn)化率，金融發(fā)展效率在海洋科技創(chuàng)新與海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關系中起到顯著正向調(diào)節(jié)作用。

從控制變量的回歸結果看，研發(fā)投入（RD）、對外開放度（TO），人均GDP（LNPGDP）與海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間存在著顯著的正相關關系。在控制變量中，人均GDP的影響作用最大，其次是研發(fā)投入和對外開放度?？傮w而言，人均GDP、研發(fā)投入和對外開放度是海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要區(qū)位條件。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為保證結果的可靠性，采用縮尾處理的方法對模型（1）進行穩(wěn)健性檢驗。為防止異常值對估計結果產(chǎn)生不利影響，對樣本數(shù)據(jù)進行5%和95%水平的縮尾處理，然后進行重新估計（表5）?？梢?，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，參數(shù)估計結果未產(chǎn)生實質(zhì)性的變化，證實前文研究結論的可靠性。

另外采用替換調(diào)節(jié)變量的方法對模型（2）進行穩(wěn)健性檢驗。具體而言，采用金融業(yè)產(chǎn)值的對數(shù)替換金融業(yè)產(chǎn)值/GDP來衡量金融發(fā)展規(guī)模;采用股票市值占GDP的比重替換股票市值/（貸款總額+股票市值）來衡量金融發(fā)展結構;采用私人信貸占貸款總額的比重替換金融機構存貸比來衡量金融發(fā)展效率（表5）。檢驗發(fā)現(xiàn)核心解釋變量和交互項回歸系數(shù)的方向與顯著性與前文實證結果并無顯著差異，表明參數(shù)估計結果可信度強。

3.3 門檻效應分析

為進一步分析海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的非線性特征，探討金融發(fā)展水平在此過程中的作用，構造以金融發(fā)展水平為門檻變量的面板門檻模型。

首先確定門檻的個數(shù)，由自抽樣300次的檢驗結果（表6），金融發(fā)展規(guī)模的三重門檻不顯著，單一門檻和雙重門檻均顯著，對應的自抽樣p 值分別為0.0400和0.0000;金融發(fā)展結構和效率的雙重門檻和三重門檻特征并不顯著，單一門檻特征顯著，對應的自抽樣p 值分別為0.0267和0.0000。

因此，在以金融發(fā)展結構和效率為門檻變量分析海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的門檻特征時，采用單一門檻模型進行估計，金融發(fā)展規(guī)模則采用雙重門檻模型進行估計（表7）。

由表8的門檻效應回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，在金融發(fā)展規(guī)模高于或低于門檻值的不同區(qū)間內(nèi)，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)的大小和顯著性均有所差異。當金融發(fā)展規(guī)模較低時（FINS≤0.0711），回歸系數(shù)為-0.1236，但是在10%統(tǒng)計水平下不顯著;當金融發(fā)展規(guī)?？缭降谝粋€門檻值（0.07110.1398）即金融發(fā)展水平處于較高階段時，核心解釋變量的回歸系數(shù)由正轉(zhuǎn)為負，且在5%統(tǒng)計水平下顯著。海洋科技創(chuàng)新投入對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用由正轉(zhuǎn)負，這可能是因為當金融發(fā)展規(guī)模處于較高水平時，經(jīng)濟虛擬化程度高，金融規(guī)模的過度增長可能會使原本到海洋實體行業(yè)的海洋科技創(chuàng)新投入資金流向金融業(yè)，從而表現(xiàn)出負相關關系。

由表9的門檻效應回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)INI≤0.8854 時海洋科技創(chuàng)新（ST1）的回歸系數(shù)是0.0823，未能通過顯著性檢驗;而當FINI>0.8854時海洋科技創(chuàng)新（ST2）的回歸系數(shù)為0.1517，且在1%的統(tǒng)計水平下顯著。這表明當金融發(fā)展結構（FINI）達到該特定的門檻值時，海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展顯現(xiàn)出促進作用，此時提高海洋科技創(chuàng)新水平能夠促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

由表10的門檻效應回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，當金融發(fā)展效率較低時（FINE≤0.9031），海洋科技創(chuàng)新（ST1）的回歸系數(shù)為0.2760，通過1%顯著性檢驗，表明當金融發(fā)展效率較低時，提高海洋科技創(chuàng)新水平可以顯著促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量增長;當金融發(fā)展效率較高時（FINE>0.9031），海洋科技創(chuàng)新（ST2）的回歸系數(shù)為0.3716，并在1%顯著性水平下顯著，表明金融發(fā)展效率存在的“門檻效應”使得海洋科技創(chuàng)新與海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間并非簡單的線性關系，而是在超過金融發(fā)展效率特定門檻值之后其促進作用得到提高。

4 結語

本研究主要探討在金融發(fā)展的背景下海洋科技創(chuàng)新對于海洋經(jīng)濟高質(zhì)量增長的非線性影響。為此，運用調(diào)節(jié)效應模型和門檻效應模型，結合2008—2019年中國11個沿海地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證研究。①海洋科技創(chuàng)新對于海洋經(jīng)濟高質(zhì)量增長具有顯著促進作用，提高海洋科技創(chuàng)新水平有利于海洋經(jīng)濟高質(zhì)量增長。②以金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結構和金融發(fā)展效率作為調(diào)節(jié)變量，檢驗證明金融發(fā)展規(guī)模和效率對海洋科技創(chuàng)新影響海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的正向調(diào)節(jié)效應，而金融發(fā)展結構的調(diào)節(jié)效應暫不顯著。③金融發(fā)展規(guī)模在海洋科技創(chuàng)新影響海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中存在雙門檻效應，可以劃分為3個階段，即作用不顯著階段（FINS≤0.0711）、促進作用階段（0.07110.1398）。金融發(fā)展結構和金融發(fā)展效率在海洋科技創(chuàng)新影響海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中均存在單一門檻效應，具體而言，當金融發(fā)展結構達到特定的門檻值時（FINI>0.8854），海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響作用由不顯著變?yōu)檎蝻@著;當金融發(fā)展效率超越門檻值后（FINE>0.9031），海洋科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的正向影響變大。

基于上述結論，本研究提出2項政策建議。

（1）積極推動海洋科技創(chuàng)新。海洋科技創(chuàng)新既是破解當前海洋經(jīng)濟發(fā)展深層次矛盾的重要抓手，也是引領海洋經(jīng)濟發(fā)展的重要驅(qū)動力。①創(chuàng)造海洋科技創(chuàng)新良好環(huán)境，增大海洋科研機構建設和高校海洋領域建設的資金支持。②加大海洋科技創(chuàng)新投入的支持力度。一方面，對科研人員采取科研激勵機制，調(diào)動高學歷海洋科研人員的科技創(chuàng)新活力;另一方面，增大海洋科研經(jīng)費投入，提高海洋科研經(jīng)費的配置效率。③為發(fā)揮海洋科技創(chuàng)新的引領作用，政府需完善海洋創(chuàng)新相關政策，為海洋科技創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化提供政策支持，提高科技成果轉(zhuǎn)化率。另外，要不斷強化海洋科技知識產(chǎn)權的保護意識，加強海洋科技研發(fā)轉(zhuǎn)化各個環(huán)節(jié)的緊密聯(lián)系，切實將海洋科技創(chuàng)新的研發(fā)成果運用到各類海洋經(jīng)濟的生產(chǎn)活動中。

（2）將金融發(fā)展水平放在更突出的位置，這是助力實現(xiàn)海洋強國戰(zhàn)略目標的重要保證。現(xiàn)階段，金融與實體經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展是未來經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢，為提高金融發(fā)展規(guī)模對于海洋科技創(chuàng)新提振海洋經(jīng)濟的支持作用，政府應基于戰(zhàn)略考慮對加快金融領域深化改革進行頂層設計。①各地應遵循市場規(guī)律適度擴大金融規(guī)模，結合目前戰(zhàn)略重點，在擴大金融規(guī)模的同時防止金融的“脫實向虛”，避免金融過度虛擬化，營造良好的海洋經(jīng)濟金融支持環(huán)境。②繼續(xù)深化資本市場改革，優(yōu)化改善金融市場結構，提高金融市場整體融資效率。③加強對于落后地區(qū)的金融扶持力度，加強金融資源在沿海地區(qū)之間的流通，建立良好的海洋金融-經(jīng)濟-生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展體系。