蘇為華，王 龍，李 偉

(浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

近十年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展十分迅速，已成為我國國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分。到2010年，全國實(shí)現(xiàn)海洋生產(chǎn)總值39572.7億元，約占當(dāng)年GDP的9.86%。但從2001－2010年海洋經(jīng)濟(jì)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比重看，第一、三產(chǎn)業(yè)比重總體呈下降趨勢，第二產(chǎn)業(yè)比重由43.6%上升到47.8%，總體呈上升趨勢。由此可見，在海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，第二產(chǎn)業(yè)比重依舊很高，這在一定程度上制約了海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，造成環(huán)境破壞和資源浪費(fèi)。在此情形下，只有依靠技術(shù)創(chuàng)新，才能實(shí)現(xiàn)海洋經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。因此，研究我國海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率影響因素對海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，國內(nèi)對沿海省市海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究比較少，相關(guān)文獻(xiàn)主要采用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析。樊華(2011)采用DEA模型測度了海洋科技效率，并運(yùn)用面板tobit模型對我國區(qū)域海洋科技創(chuàng)新效率及影響因素進(jìn)行研究，結(jié)果表明海洋科技人員結(jié)構(gòu)、海洋產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員科技素養(yǎng)及政府影響力對海洋科技創(chuàng)新效率有正向影響［1］。常玉苗(2011)基于面板數(shù)據(jù)模型對我國沿海11個(gè)省市海洋經(jīng)濟(jì)影響因素進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展與海洋產(chǎn)業(yè)的規(guī)模、港口、政策等因素關(guān)系顯著［2］。雖然已有文獻(xiàn)挖掘出一些非常重要的影響因素，但都忽略了海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間傳導(dǎo)效應(yīng)?；诖?，本文采用空間面板數(shù)據(jù)模型分析全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)和影響因素的作用程度，以期為我國海洋經(jīng)濟(jì)更好的發(fā)展提供相關(guān)參考依據(jù)。

二、我國海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率測度

目前，已有文獻(xiàn)對全要素生產(chǎn)率的測度主要使用Malmquist生產(chǎn)力指數(shù)法［3］，并且Malmquist生產(chǎn)力指數(shù)法采用非參數(shù)的DEA方法估計(jì)，不需要多種行為假設(shè)，結(jié)論比較穩(wěn)健。因此，本文采用Malmquist生產(chǎn)力指數(shù)法進(jìn)行海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率測定。根據(jù)Fare(1994)的研究，Malmquist生產(chǎn)力指數(shù)定義為如下形式［4］:

即全要素生產(chǎn)率指數(shù)(Malmquist生產(chǎn)力指數(shù))可分解為技術(shù)效率指數(shù)(efficiency change)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(technical change)。

本文選取1996－2010年我國沿海11個(gè)省市海洋經(jīng)濟(jì)相關(guān)方面的數(shù)據(jù)測度海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率，使用的數(shù)據(jù)來自《中國海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。變量主要有海洋生產(chǎn)總值(yit)、海洋從業(yè)人員(laborit)、海洋資本存量(capitalit)。為便于比較，資本和海洋生產(chǎn)總值都剔除價(jià)格因素的影響，資本存量的計(jì)算采取永續(xù)盤存法獲得，即通過wu(2003)的算法進(jìn)行計(jì)算［5］。折舊率δ采用同類研究中的假設(shè)，折舊率定為5%。

三、我國海洋經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)及影響因素分析

在海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程中，一個(gè)地區(qū)的發(fā)展可能會(huì)間接地影響另一個(gè)地區(qū)的發(fā)展，因而需要考慮海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的空間效應(yīng)。下文分別以TFP指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)、技術(shù)效率指數(shù)為因變量，說明它們是否具有空間溢出效應(yīng)及影響因素的作用程度。模型的估計(jì)結(jié)果根據(jù)Lesage等人編寫的基于matlab軟件的Spatial Econometrics工具箱獲得。

(一)數(shù)據(jù)說明

基于海洋經(jīng)濟(jì)理論及其數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，本文選取的影響因素指標(biāo)如下:

1.政府財(cái)政支出中用于科技投入的比例(finexpit)。該指標(biāo)主要是通過影響全社會(huì)技術(shù)水平，進(jìn)而間接地體現(xiàn)為對海洋經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生作用。

2.進(jìn)出口總額占GDP的比例(eximpit)。該指標(biāo)用來度量一個(gè)地區(qū)的開放程度，開放程度越高的地區(qū)，海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展就越有比較優(yōu)勢。

3.科研機(jī)構(gòu)中專業(yè)技術(shù)人員占從業(yè)人員的比例(tecpeoit)、各地區(qū)的平均教育年限(eduit)。該指標(biāo)用來度量人力資本，因?yàn)槿肆Y本一般會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步。

4.海洋經(jīng)濟(jì)服務(wù)業(yè)的比例(servindit)。該指標(biāo)用來度量海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低程度。

5.啞變量(Dum0106it)。該指標(biāo)用來度量海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是否受到政策的影響。其中， “十五”規(guī)劃開局之年(2001年)和“十一五”規(guī)劃開局之年(2006)定義為1，其余的年份定義為0。

以上數(shù)據(jù)均來源于《中國海洋統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的1997－2011年各期。

(二)空間面板數(shù)據(jù)模型及其擬合結(jié)果

一般來講，做空間計(jì)量分析，首先是空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。已有的空間相關(guān)性檢驗(yàn)主要有Moran's I(Moran，1948)、LMlag(Anselin，1988b)、LMerr(Burridge，1980)、Lratios、Walds 等統(tǒng)計(jì)量［6］［7］。其次是空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)的選擇，主要采用LMerr(Burridge，1980)、LMlag(Anselin，1988b)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量［7］。最后是隨機(jī)效應(yīng)(RE)和固定效應(yīng)(FE)的選擇，目前已有文獻(xiàn)都是根據(jù)Spatial Econometrics工具箱提供的空間固定、時(shí)間固定、空間時(shí)間都固定以及混合OLS四種模型來分析比較模型，沒有對固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，使用空間Hausman檢驗(yàn)來選擇隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型［8］，因此本文在理論上更有依據(jù)。

根據(jù)空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)［9］［10］，結(jié)合本文定義的變量，我們建立如下的模型:

其中，Yit分別為TFP指數(shù)、技術(shù)效率指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù);W為N×N的空間權(quán)重矩陣，若地區(qū)i與地區(qū)j相鄰，則Wij=1，否則Wij=0;δ是誤差滯后項(xiàng)系數(shù)，度量某區(qū)域的變量變化對其相鄰區(qū)域的影響程度;ρ是因變量滯后項(xiàng)系數(shù)，度量相鄰區(qū)域某變量對本區(qū)域某變量的影響程度及方向。

根據(jù)定義的變量(除技術(shù)效率指數(shù)外)，TFP指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)與自變量之間都有很強(qiáng)的空間自相關(guān)性(5種統(tǒng)計(jì)量的p值在1%的顯著性水平下都顯著①五種統(tǒng)計(jì)量指Moran's I、LMlag、LMerr、Lratios、Walds統(tǒng)計(jì)量。)。此外，對12個(gè)模型進(jìn)行了空間Hausman檢驗(yàn)②由于本文有三個(gè)因變量，每個(gè)因變量有SLM-FE、SLM-RE、SEM-FE、SEM-RE四個(gè)模型，因而總共有12個(gè)模型。，表1是通過空間Hausman檢驗(yàn)得到的6個(gè)模型估計(jì)結(jié)果。由表1可知，技術(shù)效率指數(shù)SEM-RE回歸系數(shù)顯著，但其R2特別小，并且其SLM模型估計(jì)系數(shù)十分不顯著，故在以下的討論中僅分析TFP指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)。

表1 通過Hausman檢驗(yàn)的六個(gè)模型估計(jì)結(jié)果

(三)空間效應(yīng)分析

首先，空間效應(yīng)取決于空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ或δ。TFP指數(shù)的SLM-RE、SEM-RE模型中ρ或δ值為正，且檢驗(yàn)結(jié)果顯著;技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的SLM-RE、SEM-FE模型中ρ或δ值也為正，且檢驗(yàn)結(jié)果也顯著。因此，TFP指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)在空間上存在較強(qiáng)的自相關(guān)性，即海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率(TFP)和技術(shù)進(jìn)步通過空間傳導(dǎo)機(jī)制對其周圍地區(qū)海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生正向影響，并且有利的隨機(jī)沖擊也對其海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到正向影響。

其次，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)空間滯后項(xiàng)前的系數(shù)大于TFP指數(shù)空間滯后項(xiàng)前的系數(shù)，因而技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的空間影響效應(yīng)更大。這個(gè)結(jié)果可能的原因是先進(jìn)的技術(shù)是可以通過購買等方式獲得的，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)揮作用的速度較快。然而，全要素生產(chǎn)率指數(shù)中包括技術(shù)效率指數(shù)，技術(shù)效率是指在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中更加充分地利用資源，以取得最大的收益，在調(diào)整過程中需要改變要素的投入比例、加強(qiáng)管理等方式，其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)揮作用的速度比較慢，因此技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的空間效應(yīng)要大于TFP指數(shù)的空間效應(yīng)?；谝陨戏治觯诤Ｑ蠼?jīng)濟(jì)的發(fā)展過程中需要考慮空間的影響作用，即區(qū)域與區(qū)域之間的相互作用。

(四)影響因素作用效果分析

1.政府科技投入(finexp)的系數(shù)為負(fù)，這可能是目前政府科技支出逐年增加的同時(shí)，能很好應(yīng)用于海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最新科技比較少，相應(yīng)的海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較滯后。這要求在海洋經(jīng)濟(jì)的研究中需要?jiǎng)?chuàng)新，間接說明中國海洋經(jīng)濟(jì)技術(shù)進(jìn)步并非來自內(nèi)生技術(shù)創(chuàng)新，而是來自技術(shù)引進(jìn)過程中的技術(shù)模仿。

2.進(jìn)出口開發(fā)程度(eximp)的系數(shù)為正，且只有技術(shù)進(jìn)步指數(shù)前的系數(shù)顯著。這說明一個(gè)地區(qū)的開放程度能較好地引進(jìn)科技，提高海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展的科技水平。但如前所述，技術(shù)先進(jìn)并不意味著效率一定會(huì)提高，因?yàn)榧夹g(shù)效率在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)揮作用的速度緩慢，因此其對TFP指數(shù)的影響不顯著。

3.服務(wù)業(yè)(seivind)的系數(shù)為正，且只有TFP指數(shù)前的系數(shù)顯著。這說明海洋經(jīng)濟(jì)服務(wù)業(yè)的發(fā)展能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，原因在于海洋經(jīng)濟(jì)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平就像國民經(jīng)濟(jì)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平一樣，可以作為衡量一個(gè)地區(qū)海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度的重要度量指標(biāo)，這個(gè)結(jié)論與樊華(2011)、常玉苗(2011)的研究結(jié)果相類似［1］［2］。

4.教育年限(edu)NB的系數(shù)為正，除在技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的SEM-FE模型中不顯著外，在其余的三個(gè)模型中都顯著。這說明教育能促進(jìn)海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，此結(jié)論與賈寧(2011)的研究結(jié)果類似［11］，說明人力資本在海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重大作用。但海洋科研人員的數(shù)量占海洋從業(yè)人員的比重(tecpeo)這個(gè)變量雖然不顯著，但其系數(shù)為負(fù)，這再一次說明了中國海洋經(jīng)濟(jì)的技術(shù)進(jìn)步并不是來自內(nèi)生的創(chuàng)新，而是來自外來技術(shù)的模仿，自身科技投入對經(jīng)濟(jì)所起的作用比較小。

5.規(guī)劃年啞變量(Dum0106)的系數(shù)為正，且在四個(gè)模型中都顯著。這印證了中國海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展模式為政策導(dǎo)向型，2001、2006年作為“十五”規(guī)劃和“十一五”規(guī)劃開局之年，沿海各省市出臺的合理利用和開發(fā)海洋資源等新政策對海洋經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響顯著。

四、結(jié) 語

本文運(yùn)用Malmquist生產(chǎn)力指數(shù)法和空間面板數(shù)據(jù)模型對1996－2010年沿海11個(gè)省市海洋經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率影響因素進(jìn)行研究，得出如下結(jié)論:

(一)對外擴(kuò)大地區(qū)開放程度，對內(nèi)加大人力資本投入

研究表明，區(qū)域開發(fā)程度對TFP指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)有正向影響，因此擴(kuò)大地區(qū)開放程度、促進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)的引入，可從外部提升我國海洋經(jīng)濟(jì)實(shí)力。此外，人力資本對TFP指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)也有正向影響，加大人力資本投入可對內(nèi)提升我國海洋經(jīng)濟(jì)實(shí)力，其主要包括海洋科技自主創(chuàng)新能力培養(yǎng)。

(二)增強(qiáng)地區(qū)間的技術(shù)交流，充分發(fā)揮海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的空間集聚和溢出效應(yīng)

研究表明，TFP指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)在空間上存在較強(qiáng)的空間自相關(guān)性，因此增強(qiáng)海洋經(jīng)濟(jì)先進(jìn)技術(shù)和最新科研成果在區(qū)域之間的交流與合作，發(fā)揮科技的空間溢出效應(yīng)，可更好地促進(jìn)各地區(qū)海洋經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

(三)加快海洋產(chǎn)業(yè)升級，兼顧技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率

研究表明，海洋服務(wù)業(yè)的發(fā)展對技術(shù)傳播、技術(shù)效率提高比較重要，因此應(yīng)加快海洋經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)升級，加快海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，提高海洋經(jīng)濟(jì)科技含量水平。同時(shí)，應(yīng)注重海洋經(jīng)濟(jì)技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率相統(tǒng)一的原則，而不是單方面進(jìn)行發(fā)展。

［1］樊華.中國區(qū)域海洋科技創(chuàng)新效率及其影響因素實(shí)證研究［J］.海洋開發(fā)與管理，2011，(9):57－64.

［2］常玉苗.我國海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素——基于沿海省市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］.資源與產(chǎn)業(yè)，2011，(5):95－99.

［3］范斐，孫才志，張耀光.環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈沿海城市海洋經(jīng)濟(jì)效率的實(shí)證研究［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2011，(6):119－123.

［4］Fare Rolf，Grosskopf Shawna，Norris Mary，Zhongyang Zhang.Productivity Growth，Technical Progress and Efficiency Change in Industrialized Countries［J］.American Economic Review，1994，Vol.84，No.1，pp.66 －83.

［5］Wu Yanrui.Has Productivity Contributed to China＇s Growth ［J］.Pacific Economic Review，2003，8(1):15 －30.

［6］Moran P.The Interpretation of Statistical Maps［J］.Journal of the Royal Statistical Society，1948，Vol.10，No.2，pp.243 －251.

［7］Anselin Luc.Spatial Econometrics:Methods and Models［M］.London:Kluwer，1988.

［8］陳青青，龍志和，林光平.面板數(shù)據(jù)的空間Hausman檢驗(yàn) ［J］.系統(tǒng)工程，2012，(6):95－99.

［9］Elhorst J.P.Specification and Estimation of Spatial Panel Data Models［J］.International Regional Science Review，2003，(26):244－268.

［10］Elhorst J.P.Spatial Panel Data Models［M］.In Fischer M.M.，Getis A.(Eds.)Handbook of Applied Spatial Analysis，Ch.C.2.Springer:Berlin Heidelberg New York，2009.

［11］賈寧.海洋經(jīng)濟(jì)區(qū)域差異性檢驗(yàn)及影響因素分析［D］.中國海洋大學(xué)博士學(xué)位論文，2011.

［12］李清彬，劉玉海.中國的集體工業(yè):規(guī)模、效率及其影響因素［J］.財(cái)經(jīng)論叢，2011，(4):3－9.

［13］李曉慧.技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步與中國流通業(yè)生產(chǎn)率增長［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2011，(6):18－25.

［14］王淑新.中國西部地區(qū)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)效率研究［J］.浙江工商大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，(3):47－54.

［15］杜丹清.生產(chǎn)-流通關(guān)系協(xié)調(diào)發(fā)展:理論與對策研究［J］.浙江工商大學(xué)學(xué)報(bào)，2011，(4):54－59.