汪克亮　韓念文

摘要：海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是實現(xiàn)海洋強國目標(biāo)的關(guān)鍵。文章在理論分析的基礎(chǔ)上，基于2008—2019年我國沿海11?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，運用雙重差分法和動態(tài)空間杜賓模型實證考察海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究結(jié)果表明：我國海洋經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量整體呈波動提高趨勢，其中上海和廣東位居前列，海南和廣西相對落后;海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策顯著提高海洋經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，且研究結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立;海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策通過科技創(chuàng)新促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展;海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對鄰近地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策;高質(zhì)量發(fā)展;雙重差分法;動態(tài)空間杜賓模型

中圖分類號：P74 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1005-9857（2024）02-0045-10

0 引言

黨的十八大報告首次提出“建設(shè)海洋強國”，黨的十九大和二十大報告均強調(diào)“加快建設(shè)海洋強國”。2022年我國海洋生產(chǎn)總值達9.46萬億元，占國內(nèi)生產(chǎn)總值的7.8%。在我國海洋經(jīng)濟高速增長的同時，海洋環(huán)境污染、資源環(huán)境約束、區(qū)域發(fā)展不協(xié)調(diào)等一系列問題日益突出[1-3]，海洋資源環(huán)境狀況與國際先進水平相比亟須改善[4]。因此，提高我國海洋經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量迫在眉睫。

近年來，圍繞海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究主要集中在3個方面。①海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平測度[5-6]。學(xué)者們從發(fā)展理念[7]、系統(tǒng)對象[8]、內(nèi)在要求[9]等角度構(gòu)建評價指標(biāo)體系，并得出我國海洋經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量波動提高的結(jié)論。②海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響因素探究。狄乾斌等[10]提出海洋經(jīng)濟創(chuàng)新驅(qū)動對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響程度最大;蹇令香等[11]基于隨機森林算法和偏效應(yīng)模型，提出發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟能夠推動海洋產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。此外，海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、海洋經(jīng)濟綜合實力、海洋新興產(chǎn)業(yè)占比等也是海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵影響因素[12]。③海洋經(jīng)濟發(fā)展政策的實施效果評價。王偉萍等[13]驗證海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策的經(jīng)濟增長效應(yīng);邢瀾等[14]以113個地級市的數(shù)據(jù)作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策能夠顯著推動區(qū)域經(jīng)濟韌性的提升。

通過文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究仍存在一定的發(fā)展空間。①由于海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是相對較新的概念，現(xiàn)有文獻大多從區(qū)域固有屬性的角度探究其影響因素，而忽視宏觀政策的影響;②雖有對海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策經(jīng)濟效應(yīng)的考察，但未涉及對其環(huán)境效應(yīng)的探究。因此，本研究構(gòu)建包含經(jīng)濟和環(huán)境因素的評價指標(biāo)體系，考察海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟和海洋環(huán)境的綜合效應(yīng);通過建立中介效應(yīng)模型和空間計量模型，進一步豐富對海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策的研究。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策與海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響主要包括2個方面。①海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策著力于培育壯大海洋新興產(chǎn)業(yè)，加快海洋科學(xué)技術(shù)研發(fā)，對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展起到促進作用[13];②海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策通過設(shè)立海洋生態(tài)環(huán)境保護項目、完善海洋資源環(huán)境保護政策等手段，實現(xiàn)海洋資源綜合利用和生態(tài)保護，提升試點地區(qū)的環(huán)境效益[15]。由此提出假設(shè)1，即海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策能夠顯著促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

1.2 海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策、科技創(chuàng)新與海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

從宏觀角度來看，海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策有利于吸引高端人才、高新技術(shù)企業(yè)和研發(fā)資本等創(chuàng)新要素的集聚，為試點地區(qū)的科技創(chuàng)新提供動力[16]。從微觀角度來看，海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策能夠為企業(yè)獲取和整合創(chuàng)新資源提供便利，從而提高企業(yè)科技創(chuàng)新水平[14];隨著科技創(chuàng)新水平的提高，企業(yè)可以采用清潔生產(chǎn)方式和綠色生產(chǎn)技術(shù)來提高資源利用效率，從而減少生產(chǎn)過程中對海洋環(huán)境的損害[17]。由此提出假設(shè)2，即海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策通過科技創(chuàng)新來促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

1.3 海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策的空間溢出效應(yīng)

根據(jù)地理學(xué)第一定律，任何事物都與其他事物相聯(lián)系，且鄰近事物的聯(lián)系更加緊密[18]。因此，海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策可以通過空間溢出效應(yīng)影響鄰近地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。一方面，鄰近地區(qū)通過學(xué)習(xí)和借鑒試點地區(qū)的成功經(jīng)驗，推動海洋經(jīng)濟增長和減少海洋資源損耗，從而實現(xiàn)海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展;另一方面，“虹吸效應(yīng)”可能導(dǎo)致鄰近地區(qū)流失科技創(chuàng)新資源，從而阻礙海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[19]。由此提出假設(shè)3，即海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對鄰近地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有正向空間溢出效應(yīng)。

2 模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建

2.1.1 雙重差分模型

為精準(zhǔn)識別海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，本研究根據(jù)2011—2013年我國海洋經(jīng)濟發(fā)展試點地區(qū)名單，采用多期雙重差分法進行因果推斷。在我國沿海11?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）中，將入選試點的5?。ㄖ陛犑校ㄉ綎|、浙江、廣東、福建、天津）作為實驗組，將其他6?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（遼寧、河北、江蘇、上海、廣西、海南）作為控制組，構(gòu)建基準(zhǔn)模型：

HQDit =α0 +α1didit +α2Xit +μi +vt +εit式中：i 為地區(qū);t 為時間;HQDit為海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平;didit為海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策;α 為估計系數(shù);Xit 為控制變量;μi 和vt 分別為地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng);εit 為隨機誤差項。

2.1.2 中介效應(yīng)模型

為驗證科技創(chuàng)新在海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響中發(fā)揮的中介作用，進一步構(gòu)建中介效應(yīng)模型：

HQDit =α0 +α1didit +α2Xit +μi +vt +εitTIit =β0 +β1didit +β2Xit +μi +vt +εitHQDit =λ0 +λ1didit +λ2TIit +λ3Xit +μi +vt +εit

式中：TIit為中介變量，即科技創(chuàng)新;β 和λ 均為估計系數(shù)。

如 果α1 、β1 和λ1 同時顯著，且λ1 與α1 相比變小或顯著性水平降低，表明中介變量發(fā)揮部分中介作用;如果λ1 不顯著，表明中介變量發(fā)揮完全中介作用。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量：海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

基于已有研究[7，11，20]，本研究構(gòu)建包含海洋經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放、技術(shù)創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境、社會保障6個方面，共14個緯度、25個指標(biāo)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價指標(biāo)體系（表1），并采用主成分分析法對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)進行測算。

2.2.2 核心解釋變量：海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策

根據(jù)雙重差分模型的基本原理設(shè)立2個虛擬變量：①組別虛擬變量（treat），即將實驗組和控制組分別定義為1和0，表明實驗組和控制組的差異;②時間虛擬變量（period），即將設(shè)立和未設(shè)立海洋經(jīng)濟發(fā)展試點地區(qū)的年份分別定義為1和0，表明海洋經(jīng)濟發(fā)展試點地區(qū)設(shè)立前后的差異。將2個虛擬變量的交互項作為核心解釋變量。

2.2.3 中介變量和控制變量

中介變量為科技創(chuàng)新，結(jié)合已有研究[21]，以海洋科研機構(gòu)科研人員數(shù)表征。

控制變量包括：①信息化水平（il），以互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)占比表征;②外商直接投資水平（fdi），以外商直接投資額占GDP比重表征;③城鎮(zhèn)化水平（ur），以城鎮(zhèn)化率表征;④工業(yè)化水平（ni），以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)表征;⑤基礎(chǔ)設(shè)施水平（inf），以每平方千米范圍的公路里程數(shù)表征。

2.3 數(shù)據(jù)來源

選取2008—2019年我國沿海11?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國海洋經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及各地的統(tǒng)計年鑒與公報，將涉及價格的變量轉(zhuǎn)換為2008年不變價。各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

3 實證分析

3.1 海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的時空分布特征

本研究采用核密度函數(shù)反映海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的動態(tài)演變特征。核密度曲線逐漸向右移動，表明海洋經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不斷提高;與2008年相比，2019年核密度函數(shù)峰值減小，表明海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域差異減?。▓D1）。經(jīng)測算，上海和廣東的海洋經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量居于前列，海南和廣西相對落后。

3.2 平行趨勢檢驗

采用雙重差分模型的基本前提是滿足平行趨勢假設(shè)，即在海洋經(jīng)濟發(fā)展試點地區(qū)設(shè)立之前，實驗組和控制組的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有相同的時間變化趨勢。本研究采用事件研究法檢驗平行趨勢，構(gòu)建模型為：

式中：didkit為入選試點的虛擬變量，假設(shè)地區(qū)i 被設(shè)立為海洋經(jīng)濟發(fā)展試點的年份為yi ，令k=t-yi 。本研究將海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策實施的前二年作為基準(zhǔn)年份，因此排除k=-2的虛擬變量。

為直觀觀察平行趨勢以及海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的動態(tài)影響，繪制估計系數(shù)αk 的估計值圖（圖2）。

由圖2可以看出：在海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策實施之前（pre），αk 在0值附近波動且均未通過顯著性檢驗，表明實驗組和控制組海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的變化趨勢并無顯著差異，即滿足平行趨勢假設(shè);在海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策實施之后（post）的前二年，αk 并未顯著上升，表明政策實施成果存在一定的滯后性;在海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策實施的第三年和第四年，αk 顯著為正，表明海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策顯著促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

3.3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

模型1僅控制地區(qū)效應(yīng)和時間效應(yīng)，did的回歸系數(shù)為正且在5%的統(tǒng)計性水平上顯著，表明單一的海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策顯著促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。在模型2至模型6中依次加入控制變量，did的回歸系數(shù)始終為正且顯著性提升，表明在控制變量影響下海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策仍然顯著促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。研究結(jié)果初步驗證假設(shè)1（表3）

進一步以海洋經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放、技術(shù)創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境、社會保障6個指標(biāo)作為被解釋變量進行回歸，發(fā)現(xiàn)海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對生態(tài)環(huán)境的影響最為顯著。原因可能在于試點地區(qū)摒棄粗放型資源開發(fā)模式并嘗試開展海洋生態(tài)環(huán)境保護項目，從而緩解生態(tài)環(huán)境壓力（表4）。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 安慰劑檢驗

由于數(shù)據(jù)有限，如果不排除隨機因素對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的潛在影響，可能導(dǎo)致實證結(jié)果出現(xiàn)偏差。鑒于此，本研究采用隨機抽樣方法進行安慰劑檢驗。具體過程為：①從樣本所屬地區(qū)中隨機抽取部分地區(qū)，并將其命名為treatfalse;②隨機抽取1個年份作為虛擬的政策實施時間，并將其命名為periodfalse;③ 得到新的交互項didfalse =treatfalse ×periodfalse;④將上述過程分別重復(fù)500次和1000次并重新進行回歸，最終得到核密度分布圖（圖3）?？梢园l(fā)現(xiàn)，估計值呈正態(tài)分布于0值附近，且與基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在顯著差異，表明可以排除其他政策等隨機因素的影響。

3.4.2 其他穩(wěn)健性檢驗

為進一步消除其他因素的干擾，本研究分別通過改變試點政策實施時間、剔除直轄市和排除其他政策，對回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗（表5）。

由表5可以看出，基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性得到進一步驗證。①當(dāng)試點政策實施時間分別提前2年或3年時，did的估計系數(shù)均不顯著，表明海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展確是由海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策引起的，而非其他隨機因素。②直轄市在經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技和城鎮(zhèn)化水平等方面與普通地區(qū)存在較大差異，在剔除直轄市后did的估計系數(shù)仍顯著為正，表明海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展不受直轄市因素的影響。③海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展可能受其他政策的影響，導(dǎo)致高估或低估海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。通過對相鄰年份的政策梳理以及借鑒已有研究成果，將“自貿(mào)區(qū)建設(shè)”和“海洋強國建設(shè)”作為其他政策（虛擬變量）加入基準(zhǔn)回歸模型并重新回歸，did的估計系數(shù)仍顯著為正，表明海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展不受其他政策因素的影響。

3.5 中介效應(yīng)

中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表6所示。第一步：did的估計系數(shù)顯著為正，表明海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策顯著促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展;第二步：did的估計系數(shù)顯著為正，表明海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策顯著推進科技創(chuàng)新;第三步：TI和did的估計系數(shù)均顯著為正，且did的估計系數(shù)比第一步有所下降，表明科技創(chuàng)新在海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中發(fā)揮部分中介作用。

4 空間溢出效應(yīng)

4.1 動態(tài)空間杜賓模型

空間計量模型主要包括空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。其中，SDM 是SLM 和SEM 的一般形式，能夠同時考慮被解釋變量和解釋變量的空間相關(guān)性。同時，在SDM 中納入被解釋變量的滯后期，能夠緩解模型可能存在的內(nèi)生性問題?；谏鲜隹紤]，本研究選用動態(tài)SDM 進一步討論海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的空間溢出效應(yīng)。動態(tài)SDM 的具體形式為：

HQDit =α0 +ρHQDi，t-1 +α2WijHQDi，t-1 +α3WijHQDit +α4Wijdidit +α5didit +βXit +θWijXit +μi +vt +εit

式中：ρ 和θ 均為估計系數(shù);Wij 為基于經(jīng)緯度坐標(biāo)和人均GDP計算的地區(qū)i 和地區(qū)j 的空間經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣。

Wij 的計算公式為：

式中：dij 為地區(qū)i 和地區(qū)j 之間的地理距離，以地區(qū)政府所在地的經(jīng)緯度坐標(biāo)計算;Yi 為研究期內(nèi)地區(qū)i 的人均GDP平均值（i=1，2，…，r）;Y 為研究期內(nèi)所有地區(qū)的人均GDP平均值。

4.2 空間自相關(guān)

本研究從全局自相關(guān)和局部自相關(guān)2個角度進行空間自相關(guān)檢驗。①樣本期內(nèi)海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的全局莫蘭指數(shù)（Moran'sI）至少在10%水平上顯著為正，表明海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)較強的空間正相關(guān)性（表7）。②繪制2008年和2019年的局部莫蘭散點圖，大多數(shù)地區(qū)呈現(xiàn)“高-高”和“低-低”的集聚特征（圖4）。綜合來看，全局莫蘭指數(shù)和局部莫蘭散點圖均表明海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有空間正相關(guān)性，因此有必要采用空間計量模型進行分析。

4.3 空間溢出效應(yīng)

動態(tài)SDM 的基準(zhǔn)回歸結(jié)果及其分解效應(yīng)如表8所示。

根據(jù)回歸結(jié)果，本地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展會對鄰近地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生積極影響，海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對鄰近地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。進一步將其分解為直接效應(yīng)（對本地區(qū)的影響）和間接效應(yīng)（對鄰近地區(qū)的影響）并區(qū)分長期和短期，可以看出海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，且長期效應(yīng)大于短期效應(yīng)，表明海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策能夠循序漸進地促進本地區(qū)和鄰近地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

5 結(jié)語

本研究基于2008—2019年我國沿海11?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，運用雙重差分法和動態(tài)SDM 考察海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，主要得到4點結(jié)論。①我國海洋經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量整體呈波動提高趨勢且存在區(qū)域差異，其中上海和廣東位居前列，海南和廣西相對落后;②海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策能夠顯著促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，一系列檢驗證實該結(jié)論的穩(wěn)健性;③科技創(chuàng)新在海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中發(fā)揮部分中介作用;④海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策不僅促進本地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而且對鄰近地區(qū)的海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，本研究提出3 項政策建議。①深入推進海洋經(jīng)濟發(fā)展試點工作，逐步擴大試點范圍。地方政府應(yīng)充分認(rèn)識海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的顯著促進作用，通過加大資金投入、加強執(zhí)行手段和促進技術(shù)交流等方式充分實施海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策，同時及時總結(jié)建設(shè)經(jīng)驗和發(fā)揮示范作用，充分發(fā)揮政策紅利。②在海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中，地方政府應(yīng)充分考慮科技創(chuàng)新在二者之間發(fā)揮的中介作用，以科技創(chuàng)新帶動和支撐海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。具體而言，應(yīng)完善科技創(chuàng)新體系，加強科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化和科技創(chuàng)新環(huán)境建設(shè)，強化海洋企業(yè)科技創(chuàng)新的優(yōu)勢地位，加大核心技術(shù)領(lǐng)域的資本投入，提高海洋產(chǎn)業(yè)的科技創(chuàng)新能力和協(xié)同創(chuàng)新水平。③非試點地區(qū)應(yīng)積極把握試點地區(qū)的政策紅利和正外部性，吸收和借鑒試點地區(qū)的先進經(jīng)驗和技術(shù)，加強與試點地區(qū)在海洋經(jīng)濟發(fā)展方面的交流與合作。

參考文獻（References）：

[1] 余璇，沈滿洪.海洋強國戰(zhàn)略對沿海地區(qū)經(jīng)濟增長效應(yīng)檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2022，38（1）：126-130.

YUXuan，SHEN Manhong.Testingtheeffectofmaritimepowerstrategyoneconomicgrowthincoastalareas[J].Statistics& Decision，2022，38（1）：126-130.

[2] 程曼曼，陳偉，楊蕊.我國海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系構(gòu)建及時空分析：基于海洋強國戰(zhàn)略背景[J].資源開發(fā)與市場，2022，38（1）：8-15.

CHENG Manman，CHEN Wei，YANG Rui.Constructionandspatial-temporalanalysisofhigh-qualitydevelopmentindexsystem ofChina'smarineeconomy：underthebackgroundofmaritimepowerstrategy[J].ResourceDevelopment& Market，2022，38（1）：8-15.

[3] 仇榮山，殷偉，韓立民.中國區(qū)域海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平評價與類型區(qū)劃分[J].統(tǒng)計與決策，2023，39（1）：103-108.

QIU Rongshan，YIN Wei，HANLimin.Evaluationandtypedivisionofhigh-qualitydevelopmentlevelofregionalmarineeconomyinChina[J].Statistics& Decision，2023，39（1）：103-108.

[4] HALPERNB，LONGOC，HARDYD，etal.Anindextoassessthehealthandbenefitsoftheglobalocean[J].Nature，2012，488：615-620.

[5] 劉鑫.山東省海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平評價與影響因素探討[J].海洋開發(fā)與管理，2022，39（12）：60-68.

LIUXin.Theevaluationandinfluencingfactorsofhigh-qualitydevelopmentlevelofmarineeconomyinShandongProvince[J].OceanDevelopmentandManagement，2022，39（12）：60-68.

[6] 高升，李子怡，王潤潔，等.江蘇省海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價分析[J].海洋開發(fā)與管理，2022，39（10）：41-46.

GAOSheng，LIZiyi，WANGRunjie，etal.Theevaluationofhigh-qualitydevelopmentofmarineeconomyinJiangsuProvince[J].OceanDevelopmentandManagement，2022，39（10）：41-46.

[7] 劉波，龍如銀，朱傳耿，等.江蘇省海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平評價[J].經(jīng)濟地理，2020，40（8）：104-113.

LIUBo，LONGRuyin，ZHUChuangeng，etal.Comprehensivemeasurementoftheindexsystemformarineeconomyhigh-qualitydevelopmentinJiangsuProvince[J].EconomicGeography，2020，40（8）：104-113.

[8] 丁黎黎，楊穎，李慧.區(qū)域海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平雙向評價及差異性[J].經(jīng)濟地理，2021，41（7）：31-39.

DINGLili，YANGYing，LIHui.Bidirectionalevaluationanddifferenceofhigh-qualitydevelopmentlevelofregionalmarineeconomy[J].EconomicGeography，2021，41（7）：31-39.

[9] ANDong，SHENChunlei，YANGLin.Evaluationandtemporal-spatialdeconstructionforhigh-qualitydevelopmentofregionalmarineeconomy：acasestudyofChina[J].FrontiersinMarineScience，2022，9：1-17.

[10] 狄乾斌，高廣悅，於哲.中國海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展評價與影響因素研究[J].地理科學(xué)，2022，42（4）：650-661.

DIQianbin，GAOGuangyue，YUZhe.Evaluationandinfluencingfactorsofhigh-qualitydevelopmentofmarineeconomyinChina[J].ScientiaGeographicaSinica，2022，42（4）：650-661.

[11] 蹇令香，蘇宇凌，曹珊珊.數(shù)字經(jīng)濟驅(qū)動沿海地區(qū)海洋產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2021，36（11）：28-40.

JIANLingxiang，SU Yuling，CAOShanshan.Researchonthedigitaleconomydrivingthehigh-qualitydevelopmentofmarineindustryincoastalareas[J].JournalofStatisticsandInformation，2021，36（11）：28-40.

[12] LIUBaiqiong，XU Min，WANGJing，etal.EvaluationofChina'smarineeconomicgrowthqualitybasedonsetpairanalysis[J].MarinePolicy，2021，126：104405.

[13] 王偉萍，陳曉文，馬雪婷.國家海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策效應(yīng)及異質(zhì)性評價：基于雙重差分法的實證檢驗[J].海洋湖沼通報，2023，45（2）：184-191.

WANG Weiping，CHEN Xiaowen，MA Xueting.Effectandheterogeneityevaluationofnationalmarineeconomicdevelopmentpilotpolicy：empiricaltestbasingondifferenceindifferencemodel[J].TransactionofOceanologyandLimnology，2023，45（2）：184-191.

[14] 邢瀾，張廣海.海洋經(jīng)濟發(fā)展試點政策對區(qū)域經(jīng)濟韌性的影響：基于沿海地區(qū)的準(zhǔn)自然實驗[J].地理科學(xué)進展，2023，42（2）：260-274.

XINGLan，ZHANGGuanghai.Effectofmarineeconomicdevelopmentpilotpoliciesonregionaleconomicresilience：basedonquasi-naturalexperimentsfromcoastalareasinChina[J].ProgressinGeography，2023，42（2）：260-274.

[15] 孫才志，王甲君.中國海洋經(jīng)濟政策對海洋經(jīng)濟發(fā)展的影響機理：基于PLS-SEM 模型的實證分析[J].資源開發(fā)與市場，2019，35（10）：1236-1243.

SUNCaizhi，WANGJiajun.ResearchonimpactmechanismofChina'smarineeconomicpoliciesonmarineeconomicdevelopment：empiricalanalysisbasedonPLS-SEM model[J].ResourceDevelopment& Market，2019，35（10）：1236-1243.

[16] 楊萌凱，高威，劉洋.全國海洋經(jīng)濟發(fā)展試點工作回顧與展望[J].宏觀經(jīng)濟管理，2012（1）：17-20.

YANG Mengkai，GAO Wei，LIU Yang.Reviewandoutlookonthepilotworkofnationalmarineeconomicdevelopment[J].MacroeconomicManagement，2012（1）：17-20.

[17] LIUPeide，ZHUBaoying，YANG Mingyan.Hasmarinetechnologyinnovationpromotedthehigh-qualitydevelopmentofthemarineeconomy？EvidencefromcoastalregionsinChina[J].Ocean& CoastalManagement，2021，209：105695.

[18] TOBLER W.Acomputermoviesimulatingurbangrowthinthedetroitregion[J].EconomicGeography，1970，46：234-240.

[19] ZHENG Hui，ZHANGLi，SONG Weiling，etal.Pollutionheavenorpollutionhalo？ Assessingtheroleofheterogeneousenvironmentalregulationintheimpactofforeigndirectinvestmentongreeneconomicefficiency[J].EnvironmentalScienceandPollutionResearch，2023，30（8）：21619-21637.

[20] GAOSheng，SUN Huihui，WANGRunjie.Auditevaluationanddrivingforceanalysisofmarineeconomicdevelopmentquality[J].Sustainability，2022，14：6822.

[21] 狄乾斌，徐禮祥.科技創(chuàng)新對海洋經(jīng)濟發(fā)展空間效應(yīng)的測度：基于多種權(quán)重矩陣的實證[J].科技管理研究，2021，41（6）：63-70.

DIQianbin，XULixiang.Spatialeffectmeasurementofscientificandtechnologicalinnovationonmarineeconomicdevelopment：empiricalstudybasedonmultipleweightmatrix[J].ScienceandTechnologyManagementResearch，2021，41（6）：63-70.