丁 剛，姚 爽

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

一、引言

近年來(lái)，隨著《中華人民共和國(guó)科普法》的頒布，我國(guó)科普事業(yè)邁入了一個(gè)嶄新的階段。隨著科普工作的深入開(kāi)展，科普資源已越來(lái)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(lái)，通過(guò)二次開(kāi)發(fā)形成標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一、質(zhì)量上乘的優(yōu)質(zhì)科普資源，在全社會(huì)范圍內(nèi)實(shí)現(xiàn)共享，已成為一個(gè)亟需應(yīng)對(duì)的現(xiàn)實(shí)問(wèn)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(rèn)為[1]，一個(gè)地區(qū)空間單元上的某種社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(jiàn)，我國(guó)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(yáng)等[2]，2008）及績(jī)效評(píng)價(jià)（張良強(qiáng)等[3]，2010），對(duì)省域間科普資源共建共享空間相關(guān)性和溢出效應(yīng)進(jìn)行分析的研究成果尚屬鮮見(jiàn)。

事實(shí)上，國(guó)內(nèi)外理論界對(duì)于區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中空間溢出效應(yīng)的研究由來(lái)已久，但多集中于區(qū)域間相互影響的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出或者GDP 溢出方面。在以我國(guó)為對(duì)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(guó)學(xué)者亦就此問(wèn)題進(jìn)行了認(rèn)真探討。如，王錚等（2003）通過(guò)研究中國(guó)東中西部和各省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)，探討了如何利用區(qū)域間的溢出效應(yīng)加強(qiáng)區(qū)域合作、推動(dòng)區(qū)域發(fā)展等問(wèn)題[5]。李小建（2006）[6]、潘文卿（2007）[7]、吳玉鳴（2007）[8]等亦先后開(kāi)展了相關(guān)研究。近年來(lái)相關(guān)研究呈現(xiàn)出以下特點(diǎn)：多采用空間計(jì)量模型來(lái)反映溢出的方式及范圍，并運(yùn)用空間計(jì)量方法估計(jì)溢出效應(yīng)的大小及其顯著性。

基于上述認(rèn)知，本文試圖從省域?qū)用娣治鑫覈?guó)區(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(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)化力量對(duì)科普資源共建共享績(jī)效影響作用的基礎(chǔ)上，通過(guò)實(shí)證分析回答并厘清下列問(wèn)題：我國(guó)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(guó)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(guó)的區(qū)域科普資源共建共享績(jī)效同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在何種相關(guān)關(guān)系？市場(chǎng)化力量在共建共享進(jìn)程中是否發(fā)揮了顯著的促進(jìn)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(jì)量方法與模型；第三部分，在提出理論假說(shuō)的基礎(chǔ)上通過(guò)SLM（Spatial Lag Model，空間滯后模型）的建構(gòu)完成了對(duì)于省域科普資源共建共享空間溢出效應(yīng)的實(shí)證分析過(guò)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(jì)量方法與模型

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

實(shí)際研究中常使用空間自相關(guān)指數(shù)Moran’I 檢驗(yàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的空間相關(guān)性是否存在，其計(jì)算公式如（1）式所示：

Mroan’s I 指數(shù)可看作各地區(qū)觀測(cè)值的乘積和，其取值范圍在-1~1 之間，若各地區(qū)間社會(huì)經(jīng)濟(jì)行為空間正相關(guān)性較強(qiáng)，其數(shù)值應(yīng)當(dāng)較大；負(fù)相關(guān)則較小。

（二）空間計(jì)量模型的選擇及估計(jì)技術(shù)

空間計(jì)量模型有多種類型，本文所要用到的空間計(jì)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(guò)兩個(gè)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(lái)判斷 SLM和SEM 模型中哪種更為恰當(dāng)。如果在空間依賴性的檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，LMLAG 較之LMERR 在統(tǒng)計(jì)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(jì)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(duì)上述兩種模型進(jìn)行估計(jì)，系數(shù)估計(jì)值會(huì)有偏或者無(wú)效。因而需要通過(guò)工具變量法、極大似然法或廣義最小二乘估計(jì)等其他方法對(duì)其進(jìn)行估計(jì)。本文采用極大似然法估計(jì)SEM 和SLM 的參數(shù)。

三、理論假說(shuō)與模型建構(gòu)

（一）理論假說(shuō)

一般而言，我國(guó)省域科普資源共建共享行為的執(zhí)行和影響范圍確實(shí)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(gè)不容忽略的客觀事實(shí)。

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(jī)制，推動(dòng)了不同權(quán)屬科普資源的集成共享，促進(jìn)了科普工作和科技事業(yè)的相對(duì)繁榮發(fā)展，則由此所引致的區(qū)域社會(huì)發(fā)展軟硬件環(huán)境改善將在某種程度上導(dǎo)致其他?。ㄊ校﹨^(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(jìn)而會(huì)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?。ㄊ校﹨^(qū)科普資源共建共享能力的弱化；這在空間上表現(xiàn)為負(fù)向溢出，即競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。

另一方面，面對(duì)該?。ㄊ校﹨^(qū)旨在提高科普資源共建共享績(jī)效的付出與努力，其他受其負(fù)向溢出效應(yīng)影響的相關(guān)?。ㄊ校﹨^(qū)亦會(huì)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(jìng)爭(zhēng)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(huì)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(huì)公共科普服務(wù)供給中獲益，這也會(huì)在空間上表現(xiàn)為正向溢出。

由此可見(jiàn)，我國(guó)省域科普資源共建共享的空間溢出效應(yīng)的形成機(jī)制較為復(fù)雜，對(duì)其進(jìn)行測(cè)度分析時(shí)，既要考慮因省域競(jìng)爭(zhēng)而產(chǎn)生的負(fù)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(shuō)：

假說(shuō)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(huì)受其空間溢出影響，對(duì)其大小和作用方向的測(cè)度可通過(guò)選擇科學(xué)的空間計(jì)量模型進(jìn)行分析而得以實(shí)現(xiàn)。

假說(shuō)2:由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定了地方政府在推動(dòng)科普資源共建共享工作時(shí)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(jī)效與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r密切相關(guān)，其水平高低主要取決于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高下。

假說(shuō)3:由于科普資源共建共享的核心要義在于通過(guò)多方參與、協(xié)同合作而推動(dòng)不同權(quán)屬科普資源的集成共享，形成社會(huì)化的科普工作格局，因而市場(chǎng)化力量的作用不容忽視，是科普資源共建共享進(jìn)程得以推進(jìn)的重要?jiǎng)恿χ弧３私?jīng)濟(jì)發(fā)展水平外，市場(chǎng)化水平高低也會(huì)對(duì)區(qū)域科普資源共建共享績(jī)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(lái)源

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

本文選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)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(jì)發(fā)展水平的變量指標(biāo)，選取樊綱等發(fā)布的市場(chǎng)化指數(shù)為反映市場(chǎng)化水平的變量指標(biāo)[10]。具體數(shù)據(jù)來(lái)自于相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)：各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2009年報(bào)告》。

根據(jù)空間計(jì)量模型與方法的基本原理和前述理論假說(shuō)，本文的具體建模思路如下：首先采用空間統(tǒng)計(jì)分析Moran 指數(shù)法檢驗(yàn)被解釋變量（科普資源共建共享績(jī)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(zhǔn)則為依據(jù)，建立相應(yīng)的空間計(jì)量模型，進(jìn)行空間溢出效應(yīng)的估計(jì)和檢驗(yàn)。

空間權(quán)重矩陣是空間計(jì)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(duì)其加以測(cè)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(yàn)

我國(guó)省域科普資源共建共享績(jī)效的Moran’s I指數(shù)及其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果如圖2～圖4 所示。經(jīng)計(jì)算，我國(guó)省域增強(qiáng)科普能力績(jī)效、提高科普效果績(jī)效及共建共享水平績(jī)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(qiáng)烈的空間負(fù)自相關(guān)證據(jù)。具體如表2 所示。因此，可以認(rèn)為我國(guó)省域科普資源共建共享績(jī)效確實(shí)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(duì)科普資源共建共享績(jī)效的影響因素進(jìn)行空間計(jì)量分析。

3.空間計(jì)量模型的選擇與估計(jì)

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

圖1 科普資源共建共享績(jī)效的概念模型

表1 全國(guó)各?。ㄊ校﹨^(qū)科普資源共建共享績(jī)效評(píng)價(jià)結(jié)果

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

圖3 我國(guó)省域增強(qiáng)科普能力績(jī)效得分的的Mroan指數(shù)散點(diǎn)圖

圖4 我國(guó)省域提高科普效果績(jī)效得分的的Mroan指數(shù)散點(diǎn)圖

表2 中國(guó)31個(gè)省域科普資源共建共享績(jī)效Mroan’sI指數(shù)及其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

模型I：以共建共享水平績(jī)效得分為被解釋變量，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（以人均GDP 表征）和市場(chǎng)化水平（樊剛等發(fā)布的市場(chǎng)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(qiáng)科普能力績(jī)效得分為被解釋變量，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（以人均GDP 表征）和市場(chǎng)化水平（樊剛等發(fā)布的市場(chǎng)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(jī)效得分為被解釋變量，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（以人均GDP 表征）和市場(chǎng)化水平（樊剛等發(fā)布的市場(chǎng)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(xiàng)，β、γ、φ 為回歸參數(shù)，i 為 1，2，···，31 個(gè)省域，ε 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。被解釋變量V、E、Z 分別代表我國(guó)31 個(gè)省域的共建共享水平績(jī)效得分、增強(qiáng)科普能力績(jī)效得分和提高科普效果績(jī)效得分，PGDP 和MARKET 則分別代表人均GDP 和市場(chǎng)化指數(shù)。

如前文所述，可供本文選用的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)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(jìn)行SLM 和SEM 模型的選擇，首先對(duì)模型 I、II、III 運(yùn)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(jìn)行估計(jì)，以進(jìn)一步確認(rèn)空間相關(guān)性的存在，結(jié)果見(jiàn)表3 和表4。

如表 3 所示，模型 I、II、III 的回歸估計(jì)結(jié)果均表明，表征經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的人均GDP 變量的回歸系數(shù)均為正，且通過(guò)了1%的變量顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)科普資源共建共享績(jī)效有顯著的正向促進(jìn)作用，與理論假設(shè)一致。而表征市場(chǎng)化力量的市場(chǎng)化指數(shù)變量卻在模型I、III 中均沒(méi)有通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，在模型II 中顯著性水平也僅達(dá)到4.4%，說(shuō)明市場(chǎng)化力量對(duì)科普資源共建共享績(jī)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(yàn)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(guò)檢驗(yàn)，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(yùn)用合適的空間計(jì)量模型對(duì)其進(jìn)行修正。根據(jù)前述模型判別準(zhǔn)則，如果LMLAG 較之LMERR 在統(tǒng)計(jì)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(yàn)結(jié)果均表明，LMLAG 較之LMERR 在統(tǒng)計(jì)上更加顯著，且R-LMLAG 均通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，而LMERR 和R-LMERR 均未能通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，因此，根據(jù)前面介紹的判別準(zhǔn)則，對(duì)于模型 I、II、III，空間滯后模型（SLM）均是相對(duì)較為合適的模型。

表3 模型I、Ⅱ、Ⅲ的OLS估計(jì)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(duì)其進(jìn)行估計(jì)。本文利用極大似然估計(jì)法(ML)對(duì)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到的估計(jì)結(jié)果如表4 所示。從表中不難看出，相對(duì)于OLS 估計(jì)的經(jīng)典回歸模型，SLM 的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)值R2和對(duì)數(shù)似然函數(shù)值都有所提高，AIC 值均相對(duì)變小，表明考慮了空間效應(yīng)以后，用極大似然法估計(jì)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(jì)誤差?？臻g滯后因變量的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明假說(shuō)1 成立，但負(fù)向溢出的態(tài)勢(shì)較為明顯，當(dāng)前因省域競(jìng)爭(zhēng)而產(chǎn)生的負(fù)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(jì)發(fā)展水平變量的回歸系數(shù)仍顯著為正，再度驗(yàn)證了與假說(shuō)2 的一致性。而表征市場(chǎng)化力量的市場(chǎng)化指數(shù)變量在模型Ⅲ中仍未通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，在模型I 中顯著性水平也僅達(dá)到4.6%，且其回歸系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明市場(chǎng)化力量對(duì)科普資源共建共享績(jī)效并未產(chǎn)生顯著的正向促進(jìn)作用，假說(shuō)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?guó)區(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(shuō)的基礎(chǔ)上綜合考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)化力量對(duì)科普資源共建共享績(jī)效影響，依據(jù)相關(guān)模型回歸檢驗(yàn)結(jié)果及判別準(zhǔn)則，在各種備擇模型中選擇空間滯后模型（SLM）對(duì)空間溢出效應(yīng)的方向及大小進(jìn)行了嘗試性的分析探討。經(jīng)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)如下結(jié)論。

第一，我國(guó)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(huì)受其空間溢出影響。

第二，當(dāng)前我國(guó)省域科普資源共建共享行為的負(fù)向溢出態(tài)勢(shì)較為明顯，說(shuō)明當(dāng)前因省域競(jìng)爭(zhēng)而產(chǎn)生的負(fù)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(dāng)前我國(guó)省域科普資源共建共享績(jī)效與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r密切相關(guān)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低對(duì)科普資源共建共享績(jī)效有顯著影響，正向促進(jìn)作用十分明顯；但市場(chǎng)化力量對(duì)科普資源共建共享績(jī)效的促進(jìn)作用并不顯著，尚未成為推進(jìn)科普資源共建共享的重要?jiǎng)恿Α?/p>

上述結(jié)論具有鮮明的政策含義。首先，區(qū)域空間傳遞機(jī)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(jī)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(jìn)省域之間在科普資源共建共享上的合作提供了切實(shí)的理論依據(jù)和更為迫切的現(xiàn)實(shí)要求。其次，當(dāng)前我國(guó)省域科普資源共建共享行為所呈現(xiàn)出的空間負(fù)向溢出溢應(yīng)亦具有一定的警示意義：要警惕由負(fù)向溢出效應(yīng)所引致的先進(jìn)地區(qū)同后進(jìn)地區(qū)之間離心效應(yīng)的發(fā)生和強(qiáng)化，防止一味支持先進(jìn)地區(qū)在科普資源共建共享方面做大做強(qiáng)的片面做法，在推進(jìn)省域科普資源共建共享工作的進(jìn)程中要做好統(tǒng)籌調(diào)控工作，促進(jìn)此項(xiàng)工作在空間區(qū)域?qū)用娴膮f(xié)調(diào)發(fā)展。再次，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)科普資源共建共享績(jī)效有顯著影響的研究結(jié)論表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是科普資源共建共享績(jī)效提升的主要?jiǎng)恿?，?dāng)前應(yīng)切實(shí)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和水平，以夯實(shí)科普資源共建共享的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。最后，研究結(jié)論還顯示，現(xiàn)階段市場(chǎng)化力量對(duì)我國(guó)省域科普資源共建共享績(jī)效的促進(jìn)作用并不顯著，這表明當(dāng)前我國(guó)科普事業(yè)的發(fā)展仍未擺脫主要由“政府推動(dòng)”的發(fā)展模式，尚未實(shí)現(xiàn)向主要依靠“市場(chǎng)拉動(dòng)”的發(fā)展模式轉(zhuǎn)變，市場(chǎng)機(jī)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(jì)結(jié)果

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