我國省域科普資源共建共享的空間溢出效應(yīng)研究

丁 剛，姚 爽

（福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，福建 福州 350108）

一、引言

近年來，隨著《中華人民共和國科普法》的頒布，我國科普事業(yè)邁入了一個嶄新的階段。隨著科普工作的深入開展，科普資源已越來越難以滿足科普受眾的需求，其建設(shè)工作逐漸被提至重要的議事日程。如何把眾多分散在不同部門、不同單位的科普資源集成起來，通過二次開發(fā)形成標準統(tǒng)一、質(zhì)量上乘的優(yōu)質(zhì)科普資源，在全社會范圍內(nèi)實現(xiàn)共享，已成為一個亟需應(yīng)對的現(xiàn)實問題?？破召Y源共建共享工作受到了前所未有的高度重視和普遍關(guān)注，其在科普事業(yè)中的重要性日益突顯。

空間理論 (Anselin，1988)認為[1]，一個地區(qū)空間單元上的某種社會經(jīng)濟地理現(xiàn)象或某一屬性值與鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象或?qū)傩灾凳窍嚓P(guān)的，幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有空間依賴性或空間自相關(guān)性的特征。由此可見，我國的省域科普資源共建共享行為亦可能具備空間相關(guān)性，亦即空間上的交互作用與影響。然而，已有研究多集中于探討科普資源共建共享的理論內(nèi)涵（莫揚等[2]，2008）及績效評價（張良強等[3]，2010），對省域間科普資源共建共享空間相關(guān)性和溢出效應(yīng)進行分析的研究成果尚屬鮮見。

事實上，國內(nèi)外理論界對于區(qū)域社會經(jīng)濟發(fā)展中空間溢出效應(yīng)的研究由來已久，但多集中于區(qū)域間相互影響的經(jīng)濟增長溢出或者GDP 溢出方面。在以我國為對象的相關(guān)研究中，Brun、Combes 和Renard（2002）的研究較具代表性，其指出，在短期內(nèi)沿海和內(nèi)陸地區(qū)之間的溢出效應(yīng)還不足以減少區(qū)域間的不平衡[4]。我國學(xué)者亦就此問題進行了認真探討。如，王錚等（2003）通過研究中國東中西部和各省區(qū)的經(jīng)濟增長溢出效應(yīng)，探討了如何利用區(qū)域間的溢出效應(yīng)加強區(qū)域合作、推動區(qū)域發(fā)展等問題[5]。李小建（2006）[6]、潘文卿（2007）[7]、吳玉鳴（2007）[8]等亦先后開展了相關(guān)研究。近年來相關(guān)研究呈現(xiàn)出以下特點：多采用空間計量模型來反映溢出的方式及范圍，并運用空間計量方法估計溢出效應(yīng)的大小及其顯著性。

基于上述認知，本文試圖從省域?qū)用娣治鑫覈鴧^(qū)域科普資源共建共享的空間溢出效應(yīng)，在綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展水平和市場化力量對科普資源共建共享績效影響作用的基礎(chǔ)上，通過實證分析回答并厘清下列問題：我國的區(qū)域科普資源共建共享行為是否存在空間相關(guān)性，即在空間上存在著顯著的依賴性和異質(zhì)性？我國的區(qū)域科普資源共建共享行為是否存在空間溢出效應(yīng)?如果存在，其效應(yīng)值有多高？我國的區(qū)域科普資源共建共享績效同經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在何種相關(guān)關(guān)系？市場化力量在共建共享進程中是否發(fā)揮了顯著的促進作用？

文章的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分，文章介紹了建模所需的空間計量方法與模型；第三部分，在提出理論假說的基礎(chǔ)上通過SLM（Spatial Lag Model，空間滯后模型）的建構(gòu)完成了對于省域科普資源共建共享空間溢出效應(yīng)的實證分析過程；最后，是本文的結(jié)論及以有關(guān)政策含義的討論。

二、建模所需的空間計量方法與模型

（一）空間相關(guān)性檢驗

實際研究中常使用空間自相關(guān)指數(shù)Moran’I 檢驗社會經(jīng)濟現(xiàn)象的空間相關(guān)性是否存在，其計算公式如（1）式所示：

Mroan’s I 指數(shù)可看作各地區(qū)觀測值的乘積和，其取值范圍在-1~1 之間，若各地區(qū)間社會經(jīng)濟行為空間正相關(guān)性較強，其數(shù)值應(yīng)當較大；負相關(guān)則較小。

（二）空間計量模型的選擇及估計技術(shù)

空間計量模型有多種類型，本文所要用到的空間計量模型主要是納入了空間效應(yīng)的空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM） 與空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）。一般可通過兩個拉格朗日乘數(shù)(Lagrange Multiplier) 形式 LMERR、LMLAG 和穩(wěn)健(Robust)的 R-LMERR、R-LMLAG 等途徑來判斷 SLM和SEM 模型中哪種更為恰當。如果在空間依賴性的檢驗中發(fā)現(xiàn)，LMLAG 較之LMERR 在統(tǒng)計上更加顯著，且R-LMLAG 顯著而R-LMERR 不顯著，則可以斷定適合的模型是空間滯后模型；相反，如果LMERR 比 LMLAG 在統(tǒng)計上更加顯著，且 RLMERR 顯著而R-LMLAG 不顯著，則可以斷定空間誤差模型更為合適。如果采用最小二乘法對上述兩種模型進行估計，系數(shù)估計值會有偏或者無效。因而需要通過工具變量法、極大似然法或廣義最小二乘估計等其他方法對其進行估計。本文采用極大似然法估計SEM 和SLM 的參數(shù)。

三、理論假說與模型建構(gòu)

（一）理論假說

一般而言，我國省域科普資源共建共享行為的執(zhí)行和影響范圍確實僅限定于本省行政區(qū)劃之內(nèi)，但是其空間上的交互作用和影響可能是一個不容忽略的客觀事實。

一方面，若某一?。ㄊ校﹨^(qū)加大了其科普資源共建共享行為的執(zhí)行力度，完善了共建共享機制，推動了不同權(quán)屬科普資源的集成共享，促進了科普工作和科技事業(yè)的相對繁榮發(fā)展，則由此所引致的區(qū)域社會發(fā)展軟硬件環(huán)境改善將在某種程度上導(dǎo)致其他省（市）區(qū)特別是相鄰?。ㄊ校﹨^(qū)的資源要素流入，其中必然包括部分可用于共建共享的科普資源，進而會導(dǎo)致其自身科普資源共建共享能力的提升和相關(guān)其他省（市）區(qū)科普資源共建共享能力的弱化；這在空間上表現(xiàn)為負向溢出，即競爭效應(yīng)。

另一方面，面對該?。ㄊ校﹨^(qū)旨在提高科普資源共建共享績效的付出與努力，其他受其負向溢出效應(yīng)影響的相關(guān)省（市）區(qū)亦會相應(yīng)增加在科普資源共建共享方面的投入力度，以避免因資源要素的流失而產(chǎn)生自身區(qū)域競爭力的損失；這在空間上表現(xiàn)為正向溢出，即示范效應(yīng)。此外，由于地理空間近鄰關(guān)系的存在，其他相鄰?。ㄊ校﹨^(qū)也會從因該地區(qū)加大科普資源共建共享投入力度而增加的社會公共科普服務(wù)供給中獲益，這也會在空間上表現(xiàn)為正向溢出。

由此可見，我國省域科普資源共建共享的空間溢出效應(yīng)的形成機制較為復(fù)雜，對其進行測度分析時，既要考慮因省域競爭而產(chǎn)生的負向溢出效應(yīng)，也要考慮因示范效應(yīng)、近鄰關(guān)系而產(chǎn)生的正向溢出效應(yīng)。

基于以上考慮，本文在已有研究基礎(chǔ)上提出如下理論假說：

假說1:區(qū)域科普資源共建共享工作存在著一定程度上的空間相關(guān)性，盡管從空間范圍角度而言區(qū)域科普資源共建共享工作往往限定于某一地區(qū)，但其影響并不局限于此，相關(guān)鄰域地區(qū)的科普資源共建共享工作也會受其空間溢出影響，對其大小和作用方向的測度可通過選擇科學(xué)的空間計量模型進行分析而得以實現(xiàn)。

假說2:由于經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定了地方政府在推動科普資源共建共享工作時可資利用的區(qū)域科普資源數(shù)量多少，因而區(qū)域科普資源共建共享績效與其經(jīng)濟發(fā)展狀況密切相關(guān)，其水平高低主要取決于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的高下。

假說3:由于科普資源共建共享的核心要義在于通過多方參與、協(xié)同合作而推動不同權(quán)屬科普資源的集成共享，形成社會化的科普工作格局，因而市場化力量的作用不容忽視，是科普資源共建共享進程得以推進的重要動力之一。除了經(jīng)濟發(fā)展水平外，市場化水平高低也會對區(qū)域科普資源共建共享績效產(chǎn)生顯著影響。

（二）模型建構(gòu)

1.變量選定及數(shù)據(jù)來源

本文選擇省域科普資源共建共享績效為被解釋變量，為保證評價結(jié)果的科學(xué)性與可信性，具體數(shù)據(jù)來源于已公開出版的評價結(jié)果，具體如表1 所示[9]。該評價結(jié)果從增強科普能力績效、提高科普效果績效及共建共享水平績效等層面對我國31 ?。ㄊ校﹨^(qū)的科普資源共建共享績效進行了直觀反映。

本文選擇經(jīng)濟發(fā)展水平和市場化水平為解釋變量，借鑒已有研究的一般做法，選取人均GDP 為反映經(jīng)濟發(fā)展水平的變量指標，選取樊綱等發(fā)布的市場化指數(shù)為反映市場化水平的變量指標[10]。具體數(shù)據(jù)來自于相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》及《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2009年報告》。

根據(jù)空間計量模型與方法的基本原理和前述理論假說，本文的具體建模思路如下：首先采用空間統(tǒng)計分析Moran 指數(shù)法檢驗被解釋變量（科普資源共建共享績效）是否存在空間自相關(guān)性；如果存在空間自相關(guān)性，則以前述模型與方法和判別準則為依據(jù)，建立相應(yīng)的空間計量模型，進行空間溢出效應(yīng)的估計和檢驗。

空間權(quán)重矩陣是空間計量模型得以成功構(gòu)建的關(guān)鍵，也是地區(qū)間空間影響方式的體現(xiàn)。目前，空間權(quán)重矩陣的確定方法主要有基于鄰近概念的一階鄰近矩陣、高階鄰近矩陣及K 值最鄰近空間矩陣和基于距離的空間權(quán)值矩陣等。本文采用K 值最鄰近空間矩陣對其加以測算，利用Geoda0.9.1 軟件生成。

2.被解釋變量的空間自相關(guān)性檢驗

我國省域科普資源共建共享績效的Moran’s I指數(shù)及其顯著性檢驗結(jié)果如圖2～圖4 所示。經(jīng)計算，我國省域增強科普能力績效、提高科普效果績效及共建共享水平績效得分的空間自相關(guān)Moran’s I 指數(shù)分別為-0.1161、-0.1031、-0.1199，顯著性水平分別為3%、4%、1%，在小于5%的水平上提供了強烈的空間負自相關(guān)證據(jù)。具體如表2 所示。因此，可以認為我國省域科普資源共建共享績效確實在空間上存在著依賴性和異質(zhì)性，有必要從空間維度的相關(guān)性和異質(zhì)性出發(fā)，對科普資源共建共享績效的影響因素進行空間計量分析。

3.空間計量模型的選擇與估計

省域科普資源共建共享績效可由3 個層面的績效得分反映：增強科普能力績效、提高科普效果績效及共建共享水平績效，因此，本文擬從上述3 個層面入手，分別選擇增強科普能力績效、提高科普效果績效及共建共享水平績效得分為被解釋變量，構(gòu)建3個模型，以較為全面地達成研究目的。

圖1 科普資源共建共享績效的概念模型

表1 全國各省（市）區(qū)科普資源共建共享績效評價結(jié)果

圖2 我國省域科普資源共建共享水平績效得分的的Mroan指數(shù)散點圖

圖3 我國省域增強科普能力績效得分的的Mroan指數(shù)散點圖

圖4 我國省域提高科普效果績效得分的的Mroan指數(shù)散點圖

表2 中國31個省域科普資源共建共享績效Mroan’sI指數(shù)及其顯著性檢驗結(jié)果

模型I：以共建共享水平績效得分為被解釋變量，以經(jīng)濟發(fā)展水平（以人均GDP 表征）和市場化水平（樊剛等發(fā)布的市場化指數(shù)為表征）為解釋變量；不考慮空間相關(guān)性的初始模型形式為：

模型Ⅱ：以增強科普能力績效得分為被解釋變量，以經(jīng)濟發(fā)展水平（以人均GDP 表征）和市場化水平（樊剛等發(fā)布的市場化指數(shù)為表征）為解釋變量；不考慮空間相關(guān)性的初始模型形式為：

模型Ⅲ：以提高科普效果績效得分為被解釋變量，以經(jīng)濟發(fā)展水平（以人均GDP 表征）和市場化水平（樊剛等發(fā)布的市場化指數(shù)為表征）為解釋變量；不考慮空間相關(guān)性的初始模型形式為：

式（2）～（4） 中，α 代表常數(shù)項，β、γ、φ 為回歸參數(shù)，i 為 1，2，···，31 個省域，ε 為隨機誤差項。被解釋變量V、E、Z 分別代表我國31 個省域的共建共享水平績效得分、增強科普能力績效得分和提高科普效果績效得分，PGDP 和MARKET 則分別代表人均GDP 和市場化指數(shù)。

如前文所述，可供本文選用的空間計量經(jīng)濟模型主要有納入了空間溢出效應(yīng)的空間滯后模型（SLM）與空間誤差模型（SEM）兩種。為進行SLM 和SEM 模型的選擇，首先對模型 I、II、III 運用普通最小二乘法以不考慮空間相關(guān)性的初始模型形式進行估計，以進一步確認空間相關(guān)性的存在，結(jié)果見表3 和表4。

如表 3 所示，模型 I、II、III 的回歸估計結(jié)果均表明，表征經(jīng)濟發(fā)展水平的人均GDP 變量的回歸系數(shù)均為正，且通過了1%的變量顯著性檢驗，說明經(jīng)濟發(fā)展水平對科普資源共建共享績效有顯著的正向促進作用，與理論假設(shè)一致。而表征市場化力量的市場化指數(shù)變量卻在模型I、III 中均沒有通過5%的顯著性檢驗，在模型II 中顯著性水平也僅達到4.4%，說明市場化力量對科普資源共建共享績效并未產(chǎn)生顯著影響，與理論假設(shè)有出入。表 3 中，模型 I、II、III 的空間依賴性檢驗結(jié)果表明，Moran I 指數(shù)的P 值分別為0.019、0.034、0.026，均在5%的顯著性水平下通過檢驗，表明不考慮空間相關(guān)性的初始模型回歸誤差的空間依賴性(相關(guān)性)非常明顯，有必要在模型中加入空間效應(yīng)因素，運用合適的空間計量模型對其進行修正。根據(jù)前述模型判別準則，如果LMLAG 較之LMERR 在統(tǒng)計上更加顯著，且R-LMLAG 顯著而R-LMERR 不顯著，則可以斷定適合的模型是空間滯后模型；模型 I、II、III 的檢驗結(jié)果均表明，LMLAG 較之LMERR 在統(tǒng)計上更加顯著，且R-LMLAG 均通過了5%的顯著性檢驗，而LMERR 和R-LMERR 均未能通過5%的顯著性檢驗，因此，根據(jù)前面介紹的判別準則，對于模型 I、II、III，空間滯后模型（SLM）均是相對較為合適的模型。

表3 模型I、Ⅱ、Ⅲ的OLS估計結(jié)果

根據(jù)以上判斷，在模型I、II、III 中均加入空間效應(yīng)，分別建立相應(yīng)的空間滯后模型（SLM）對其進行估計。本文利用極大似然估計法(ML)對空間計量經(jīng)濟參數(shù)進行估計，得到的估計結(jié)果如表4 所示。從表中不難看出，相對于OLS 估計的經(jīng)典回歸模型，SLM 的擬合優(yōu)度檢驗值R2和對數(shù)似然函數(shù)值都有所提高，AIC 值均相對變小，表明考慮了空間效應(yīng)以后，用極大似然法估計的模型有效地消除了由忽略了空間自相關(guān)所導(dǎo)致的估計誤差?？臻g滯后因變量的回歸系數(shù)顯著為負，說明假說1 成立，但負向溢出的態(tài)勢較為明顯，當前因省域競爭而產(chǎn)生的負向溢出效應(yīng)要顯著大于因示范效應(yīng)、近鄰關(guān)系而產(chǎn)生的正向溢出效應(yīng)。經(jīng)濟發(fā)展水平變量的回歸系數(shù)仍顯著為正，再度驗證了與假說2 的一致性。而表征市場化力量的市場化指數(shù)變量在模型Ⅲ中仍未通過5%的顯著性檢驗，在模型I 中顯著性水平也僅達到4.6%，且其回歸系數(shù)為負，說明市場化力量對科普資源共建共享績效并未產(chǎn)生顯著的正向促進作用，假說3 難以成立。

四、結(jié)論及政策含義

本文從省域?qū)用娣治鑫覈鴧^(qū)域科普資源共建共享的空間溢出效應(yīng)，在提出理論假說的基礎(chǔ)上綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展水平和市場化力量對科普資源共建共享績效影響，依據(jù)相關(guān)模型回歸檢驗結(jié)果及判別準則，在各種備擇模型中選擇空間滯后模型（SLM）對空間溢出效應(yīng)的方向及大小進行了嘗試性的分析探討。經(jīng)實證研究發(fā)現(xiàn)如下結(jié)論。

第一，我國的省域科普資源共建共享行為存在顯著的空間相關(guān)性，即在空間上存在著顯著的依賴性和異質(zhì)性。盡管從空間范圍角度而言區(qū)域科普資源共建共享工作往往限定于某一地區(qū)，但其影響并不局限于此，相關(guān)鄰域地區(qū)的科普資源共建共享工作也會受其空間溢出影響。

第二，當前我國省域科普資源共建共享行為的負向溢出態(tài)勢較為明顯，說明當前因省域競爭而產(chǎn)生的負向溢出效應(yīng)要顯著大于因示范效應(yīng)、近鄰關(guān)系而產(chǎn)生的正向溢出效應(yīng)。

第三，當前我國省域科普資源共建共享績效與其經(jīng)濟發(fā)展狀況密切相關(guān)，經(jīng)濟發(fā)展水平的高低對科普資源共建共享績效有顯著影響，正向促進作用十分明顯；但市場化力量對科普資源共建共享績效的促進作用并不顯著，尚未成為推進科普資源共建共享的重要動力。

上述結(jié)論具有鮮明的政策含義。首先，區(qū)域空間傳遞機制（空間相互依賴）和溢出效應(yīng)的存在，使得省域內(nèi)影響其自身科普資源共建共享績效的各因素能夠在更大的空間范圍內(nèi)發(fā)揮作用，這為推進省域之間在科普資源共建共享上的合作提供了切實的理論依據(jù)和更為迫切的現(xiàn)實要求。其次，當前我國省域科普資源共建共享行為所呈現(xiàn)出的空間負向溢出溢應(yīng)亦具有一定的警示意義：要警惕由負向溢出效應(yīng)所引致的先進地區(qū)同后進地區(qū)之間離心效應(yīng)的發(fā)生和強化，防止一味支持先進地區(qū)在科普資源共建共享方面做大做強的片面做法，在推進省域科普資源共建共享工作的進程中要做好統(tǒng)籌調(diào)控工作，促進此項工作在空間區(qū)域?qū)用娴膮f(xié)調(diào)發(fā)展。再次，經(jīng)濟發(fā)展水平對科普資源共建共享績效有顯著影響的研究結(jié)論表明，經(jīng)濟發(fā)展是科普資源共建共享績效提升的主要動力，當前應(yīng)切實推進經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，提升經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量和水平，以夯實科普資源共建共享的經(jīng)濟基礎(chǔ)。最后，研究結(jié)論還顯示，現(xiàn)階段市場化力量對我國省域科普資源共建共享績效的促進作用并不顯著，這表明當前我國科普事業(yè)的發(fā)展仍未擺脫主要由“政府推動”的發(fā)展模式，尚未實現(xiàn)向主要依靠“市場拉動”的發(fā)展模式轉(zhuǎn)變，市場機制在科普資源共建共享中的有效作用亟待充分發(fā)揮。

表4 SLM模型的ML估計結(jié)果

[1]Anselin,L.Spatial Econometrics: Methods and Mod els[M].Dordrecht,Kluwer Academic Publishers，1988.

[2]莫揚，孫昊牧，曾琴.科普資源共享基礎(chǔ)理論問題初探[J].科普研究，2008（5）.

[3]張良強，潘曉君.科普資源共建共享的績效評價指標體系研究[J].自然辯證法研究，2010（10）.

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[6]李小建,樊新生.欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟空間結(jié)構(gòu)及其經(jīng)濟溢出效應(yīng)的實證研究——以河南省為例[J].地理科學(xué),2006(1).

[7]潘文卿,李子奈.中國沿海與內(nèi)陸間經(jīng)濟影響的反饋與溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟研究,2007(5).

[8]吳玉鳴.中國區(qū)域研發(fā)、知識溢出與創(chuàng)新的空間計量經(jīng)濟研究[M].北京：人民出版社，2007.

[9]張良強，潘曉君.科普資源共建共享的績效評價指標體系研究[J].自然辯證法研究，2010（10）.

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