文化認同對中國文化產品出口二元邊際的影響研究

彭雪清 夏 飛， 夏惟怡 支宇鵬

(1.廣西大學，廣西 南寧 530004；2.廣西財經學院，廣西 南寧 530004)

一、引言

對外貿易是連接中國與世界的重要紐帶，在實現中國全方位高質量發展過程中，更需要將片面追求數量增長的貿易方式向追求結構優化的質量增長貿易方式轉變，而這就需要借鑒國內外成熟的區域合作方式，在基于文化認同的經濟圈合作基礎上，追求區域經濟的高質量發展。國內較為成熟的區域經濟合作以及國際上的一些自由貿易區的合作都是基于文化認同的基礎上。在中國與“一帶一路”沿線國家的合作過程中，文化認同的推進顯得尤為必要。文化認同不但可以促進自由貿易區合作的緊密性，而且能夠實現文化貿易的深入合作，推動中國文化產品出口的長期穩定發展。中國如何從文化產品出口大國轉變為文化產品出口強國，可以從文化認同的角度突破，克服產品出口的種類與數量在出口總貢獻比重的不均衡問題。

本文基于Nicolas et al.(2010)的模型，采用中國文化產品出口HS-6位數，分析文化認同對中國文化產品出口的二元邊際結構的影響機理，努力為中國文化產品出口的波動增長提供經驗證據，為應對外部環境變化沖擊，促進文化貿易穩定與長期的合作提供政策意見。文章邊際貢獻主要體現在以下兩個方面：第一，基于前人的研究，界定了文化認同的概念，并用孔子學院及漢語的使用作為中華文化認同的測度指標，建立文化認同影響中國文化產品出口的二元邊際計量模型。第二，以文化認同角度作為研究切入點，將貿易聯系持續期納入研究框架中，深入探析文化認同對中國文化產品出口的二元邊際影響，研究角度較新穎。

二、文獻綜述與研究假說

(一)文獻綜述

1.文化認同

李建平(2007)指出文化認同是在長期歷史發展過程中，不同民族、國家、區域所形成的一種共同的文化心態。而本文認為文化認同應是在承認世界文化多樣化發展的基礎上，在彼此尊重、彼此包容的環境下肯定各國獨特的文化，通過文化貿易與產業合作實現創新發展，推動世界文明的交流與進步。

當前，大部分學者主要從文化距離(Linders et al.,2005；Lankhuizen et al.,2009；郭新茹 等,2018)、文化差異(王洪濤，2014)、文化折扣(Kogut et al.,1988)、文化交融(劉洪鐸 等,2016)、文化親近(臧新 等,2012)、語言文化(俞路，2017)等文化因素對文化產品出口數量的影響進行研究，文化認同角度的研究相對較少。宋姍姍等(2018)認為基于文化認同的文化圈合作是具有一定文化共性的地區或國家開展的區域合作。Straubhaar et al.(1991)采用貿易伙伴國家的第二語言為中文作為衡量是否與中國存在文化認同的虛擬變量，研究發現國家之間擁有相似的宗教信仰對文化貿易具有正向促進作用。國內近兩年也有學者從文化圈角度提出打造東亞文化圈以實現“一帶一路”沿線東北亞走廊的深入研究與發展(劉丹,2019)。此外，還有從其他影響因素如消費需求偏好(霍步剛,2008)及消費成癮性(胡淵 等，2015)等對文化貿易出口進行研究。

2.文化產品出口二元邊際

楊連星等(2016)從文化產品與國家關系對的平均出口額角度對文化產品的集約邊際進行定義，從文化產品出口額與國家關系對的數量對文化產品的拓展邊際進行定義。而本文將文化產品出口拓展邊際(extensive)界定為任何一年內中國文化產品出口種類-出口國家關系對的數量；集約邊際(intensive)界定為任何一年內中國文化產出口量-國家關系對的平均出口額。

在文化產品出口二元邊際的影響方面，現有研究主要從國家、企業等角度展開。Felbermayr et al.(2006)認為新的國家貿易伙伴有助于貿易的增長。Alberto et al.(2008)研究發現已有貿易合作伙伴國家產品貿易數量上的增長(集約邊際)是促進貿易發展的關鍵因素，而新的合作國家在新市場上出口產品的增加(拓展邊際)對于發展中國家的出口作用越來越大。邵軍(2011)用生存分析方法及COXPH模型研究二元邊際貿易持續期的影響因素。施炳展(2010)認為中國出口的迅速增長主要基于產品種類及數量增長，受價格影響程度較小。錢學鋒等(2010)從企業微觀角度研究認為，無論是多邊貿易還是雙邊貿易，是集約邊際讓中國實現了持續的增長。而國外早期研究學者認為拓展邊際對一國的貿易增長有著重要的意義，如David et al.(2005)研究發現拓展邊際有助于提高工人的實際收入。可以說，在世界多文化交流融合的背景下研究中國與貿易伙伴國家的文化認同對文化產品出口二元邊際的影響尚有極大的研究空間及研究價值。

(二)研究假說

1.文化認同有利于促進區域文化產品出口二元邊際的穩定增長

文化認同質性(homogeneity)越高的國家，其合作的深度和廣度越大(Keohane et al.,2000)。Guiso et al.(2009)討論了國家之間的文化偏見對國際信任、貿易和投資的不良影響。通過經濟紐帶開展的國際合作可以結成利益共同體，但通過價值觀念、人文傳統等紐帶可以結成價值觀共同體。利益共同體將隨著共同利益的消失而解體，而價值觀共同體則可長久存在(劉宗義，2012)。在過往研究中，曲如曉等(2016)發現孔子學院對文化產品出口平均增加值有較顯著的影響作用；樊琦等(2017)基于中國1996—2013年文化貿易數據進行實證分析，研究結果顯示漢語言的使用對部分核心文化產品出口的二元邊際具有積極作用。國外研究學者Straubhaar et al.(1991)認為語言相近有利于降低貿易成本，促進貿易數量的增長。Hanson et al.(2011)研究美國電影出口的集約邊際(數量)時，發現語言越不相通，出口數量越少。因此，本文提出：

假說

1

：

以孔子學院與漢語言的使用為代理變量的文化認同有助于推動文化產品出口二元邊際增長。

2.文化認同通過貿易聯系持續時間影響文化產品出口二元邊際

楊連星等(2016)研究貿易聯系持續期對中國文化產品出口二元邊際的影響，結果表明貿易聯系持續期可以降低文化的貿易成本，但其與文化產品出口拓展邊際之間顯著負相關。楊連星等(2020)采用1996—2016年中國文化產品出口數據及世界觀的調查數據研究文化特征與文化貿易聯系持續時間的關系，發現文化特征對貿易影響越大，貿易聯系持續期越長，文化特征對貿易二元邊際影響也越積極。從文獻的梳理可知，文化特征會影響貿易聯系持續時間，而貿易的聯系持續時間會影響文化產品出口二元邊際，因此提出：

假說

2

：

文化認同會通過文化貿易聯系持續時間進而影響文化產品出口二元邊際。

三、研究設計

(一)二元邊際的測度

文化產品出口二元邊際的測度公式具體如下：

(1)

(二)模型設計

1.計量方程

借鑒Nicolas et al.(2010)的模型，本文設計如下的文化出口二元邊際模型方程：

Margin=β+βX+βLD+βGDP+βPS+βPPP+

βGT+βTF+δ+?+μ

(2)

其中：Margin是中國對“一帶一路”沿線63個國家的文化產品出口的二元邊際；X是文化認同的核心變量，包括孔子學院(CT)及漢語言的使用(LC)；控制變量包括LD、GDP、PS、PPP、GT、TF，分別代表是否為臨海國、經濟規模、總人口、人均國民生產總值、GDP增長率、貿易自由度；δ表示出口文化產品種類-年份的虛擬變量，涵蓋了模型中未能觀測到的要素；?表示出口目的國與文化產品種類的虛擬變量，控制了中國對63個“一帶一路”沿線出口目的國文化產品的固定效應；μ表示隨機擾動項。

(三)數據選擇及變量說明

1.核心解釋變量

孔子學院：孔子學院向世界傳播具有千年歷史的儒家文化。本文的孔子學院用虛擬變量表示，若合作伙伴國建有孔子學院用“1”表示，否則用“0”表示，該變量借鑒彭雪清等(2019)的研究。

漢語言的使用：Combes et al.(2005)通過建立文化差異化模型進行實證分析，結果表明貿易伙伴國家之間具有共同語言有助于貿易開展。中國與“一帶一路”沿線國家之間開展貿易，漢語言的使用有助于提升中國與貿易伙伴國家的文化貿易出口品質。文章用虛擬變量表示漢語言的使用，“一帶一路”沿線使用漢語言的國家用“1”表示，否則為“0”。

2.被解釋變量

從產品角度分析，依據Kang(2005)、Melitz(2008)等的研究，本文的集約邊際(intensive)指2008—2018年中國與63個“一帶一路”沿線國家對的文化產品平均出口數據；拓展邊際(extensive)是中國與63個“一帶一路”沿線國家出口產品-國家關系對數目。

3.控制變量

經濟規模(LnGDP)：Lawless(2010)采用GDP的絕對值來衡量貿易各國的經濟規模,按照經濟理論，市場規模越大越有利于出口具有優勢的產品到目的地國家。本文選取63個“一帶一路”沿線國家的GDP數據，并將其取對數的形式。

總人口(LnPS)：韋永貴等(2018)認為國家總人口數是衡量文化貿易伙伴國的文化消費規模的一個重要水平。考慮到人口數據較大，本文采用對數形式。

臨海國(LD)：臨海國家與其他國家開展貿易相對有優勢，可以降低一定的貿易成本。而非臨海且被內陸包圍的國家與其他國家開展貿易付出的貿易成本將會較高(邵軍，2011)。

人均國民生產總值(LnPPP)：一個國家的人均國民生產總值是衡量國家生產力的標志，對于文化產品與服務的消費需要有創造生產能力，才能實現文化的消費。

GDP增長率(GT)：本文借鑒過往文獻研究將GDP增長率作為衡量一個國家文化消費的潛力。

貿易自由度(TF)：文化貿易與國家的市場開放度緊密相關。本文用美國全球遺產數據庫的自由貿易系數來衡量63個“一帶一路”沿線國家市場的開放度。

4.中介變量

貿易聯系持續時間(Time)：陳勇兵等(2012)認為貿易聯系持續時間是研究貿易動態的新視角，貿易聯系持續時間可以降低貿易二元邊際的成本。

(四)數據來源及描述性統計

中國對63個“一帶一路”沿線國家的文化產品出口數據主要源于聯合國數據庫；孔子學院數據源于國家漢語國際推廣領導小組辦公室官網；漢語言的使用數據主要源于CEPII數據庫；中國及“一帶一路”沿線國家的GDP數據和人口等數據源于世界銀行官網。本文剔除GDP、人口等變量的缺失值、零值數據，最終變量描述性統計如表1所示。

表1 描述性統計

四、實證分析

文章在穩健性檢驗部分借鑒楊連星等(2020)的做法，基于雙向固定效應回歸(Two-way FE)控制個體效應和時間效應。文化認同的建設程度年變化率相對文化產品出口年均變化率要小，但是文化傳播交流、文化投資及孔子學院等機構的建設推進有利于擴大文化產品的出口，而同時文化貿易的發展也會推動文化認同的建設。兩者的逆向因果關系可能會產生內生性問題，這里采用兩步系統動態GMM方法進行穩健性檢驗。同時，區域自由貿易合作進程的影響可能會造成不同時間段人文交流進展不同，文化認同程度的變化可能對中國文化產品出口二元邊際產生影響，因此有必要進行時變性檢驗。此外，在“一帶一路”沿線國家中，由于不同地理區域位置及文化傳播歷史的影響，在“絲綢文化”傳播路上各個國家的文化認同程度不一樣，所以異質性分析研究也是必要的。根據上述理論分析，本文將采用逐步檢驗回歸系數法檢驗貿易聯系持續時間(Time)的中介效應，深入分析孔子學院(CT)及漢語言的使用(LC)所代表的文化認同是如何通過影響貿易聯系的持續時間(Time)從而促進文化產品出口二元邊際增長的機理。

(一)文化認同對文化產品出口二元邊際的影響

表2的列(1)、列(2)分別表示孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)對中國文化產品出口二元邊際的影響，結果顯示孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)在1%置信水平下均顯著為正。列(3)是兩者共同對中國文化產品出口的二元邊際影響，即文化認同對文化產品出口二元邊際的影響，實證結果證明文化認同有助于推動中國文化產品出口的集約邊際增長。但是當漢語言的使用和以孔子學院代表的儒家文化放在一起進行回歸分析時，漢語言的使用對文化產品出口集約邊際的影響顯著性減弱，其對文化出口二元邊際影響未達到孔子學院的正向影響水平。這也與現實符合，因為中國對“一帶一路”沿線國家的漢語言傳播主要隨著孔子學院的開辦及文化語言課程的開設和培訓才逐漸展開。除此，貿易對象國的經濟規模(LnGDP)、總人口(LnPS)和人均國民生產總值(LnPPP)對于中國文化產品出口也具有顯著的正向影響作用。

表2 文化認同對文化產品出口集約邊際的影響

表3中的列(1)、列(2)將文化認同的兩個代理變量分別進行回歸，結果表明孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)對中國文化產品出口的拓展邊際在1%統計水平上均顯著正相關。而孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)二者共同對文化產品出口拓展邊際也具有顯著的正向影響，這證明文化認同有利于促進中國文化產品出口的拓展邊際增長。綜上，研究假說1得到驗證。

表3 文化認同對文化產品出口拓展邊際的影響

(二)時變性檢驗

本文以大約5年為一個時間段進行分段時間固定回歸，盡量排除階段性政策等因素的干擾，檢驗文化認同對中國文化產品出口二元邊際是否有動態影響。回歸檢驗結果見表4,其中列(1)表示2008—2013年中國文化產品出口集約邊際的雙向固定效應回歸，列(2)表示2008—2013年中國文化產品出口拓展邊際的雙向固定效應回歸，列(3)表示2014—2018年中國文化產品出口集約邊際的雙向固定效應回歸，列(4)表示2014—2018年中國文化產品出口拓展邊際的雙向固定效應回歸。列(2)和列(4)顯示孔子學院(CT)對中國文化產品出口的拓展邊際影響的顯著性水平大幅提升。2008—2013年漢語言的使用(LC)對中國文化產品出口集約邊際影響并不顯著，但2014—2018年漢語言的使用(LC)對中國文化產品出口集約邊際的正向影響逐漸增強，這說明漢語言的使用有助于提升文化產品出口數量，并且其積極作用會隨著時間推移而不斷增強。

表4 分時段固定回歸檢驗

(續表4)

(三)異質性檢驗

回歸分析顯示孔子學院及漢語言的使用組成的文化認同與中國文化產品出口二元邊際顯著正相關。然而“一帶一路”沿線主要國家涉及范圍廣泛，地域文化多姿多彩，孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)是否對于不同區域的文化產品出口二元邊際的影響都一樣顯著呢？這需要進一步通過異質性檢驗。

分區域的樣本回歸檢驗結果見表5，其中列(1)表示中國對東盟國家的文化產品出口集約邊際的雙向固定效應回歸，列(2)表示中國對東盟國家的文化產品出口拓展邊際的雙向固定效應回歸，列(3)表示中國對“一帶一路”非東盟國家的文化產品出口集約邊際的雙向固定效應回歸，列(4)表示中國對“一帶一路”非東盟國家的文化產品出口拓展邊際的雙向固定效應回歸。

表5 分區域樣本回歸檢驗

列(1)顯示東盟10國以孔子學院(CT)為代表的儒家文化對中國文化產品出口集約邊際的正向影響系數在5%統計水平上顯著，這與錢學鋒等(2010)的研究結論中國出口主要是基于集約邊際相一致；而漢語言的使用(LC)對中國出口到東盟國家文化產品集約邊際并不顯著。但列(2)表明漢語言的使用(LC)對中國出口到東盟國家文化產品拓展邊際的正向影響在5%統計水平上顯著。2008—2018年，中國與東盟的貿易合作迅速增長，主要體現在貨物貿易數量上的增長，而在貿易產品種類上的增加比重相對較小。因此需要重視漢語言的使用對文化產品出口拓展邊際的影響，發揮漢語言的積極作用，推動更多文化產品種類出口到東盟國家。

列(3)與列(4)結果表明孔子學院(CT)對中國文化產品出口的集約邊際與拓展邊際的影響都十分顯著，但是漢語言的使用(LC)對中國文化產品出口到“一帶一路”沿線非東盟國家的文化產品的集約邊際與拓展邊際都不顯著。這個結論與事實相符合，目前中國與“一帶一路”沿線國家的貿易官方語言主要是英語，漢語言的使用相對較少。表5回歸結果還表明，貿易伙伴國家地理位置是否臨海(LD)，對中國向“一帶一路”沿線國家出口文化產品的集約邊際顯著相關，對中國與“一帶一路”沿線非東盟國家的文化產品拓展邊際也有積極的正向影響。因此中國要改善文化貿易品質結構可以優先從臨海貿易伙伴國家著手，其在文化創新和文化包容上可能有更大的潛力。

(四)穩健性檢驗

本文的解釋變量是孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)為主要代表的文化認同，被解釋變量是中國文化產品出口的二元邊際，在上述模型回歸中很可能本身包含內生解釋變量，為此需要進一步進行穩健性檢驗。這里借鑒謝孟軍(2017)采用兩步系統動態CMM法。表6顯示文化認同與拓展邊際具有顯著的相關性；而對于集約邊際的影響，孔子學院(CT)較顯著，漢語言的使用(LC)則不顯著。去掉控制變量后，文化認同對文化產品出口的拓展邊際影響系數更大。表6的回歸檢驗表明，以孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)為主要代表的文化認同在某種程度上對于中國文化產品出口的集約邊際與拓展邊際均具有一定的正向影響，這與上述主要研究結論相一致。

進一步，文化認同是否與貿易聯系的持續期(Time)有關進而影響到文化產品的長期出口？答案若肯定，是對文化產品出口的集約邊際還是拓展邊際影響更加顯著？這兩個問題將引導本文進一步深入研究文化認同與中國文化產品出口二元邊際背后的影響機制原理。

表6 兩步系統動態GMM回歸

五、影響機制檢驗

所謂貿易聯系持續時間(Time)是指某種產品從進入一個市場到退出該市場的持續時間，中間是沒有間斷的(Besede? et al.,2006)。考慮到實踐中兩國之間的文化貿易產品經常是先進入然后又很快退出，然后又進入又退出這種反復的現象較多，因此貿易持續期的選取基于聯合國有關文化貿易出口數據統計標準，以產品最后一次進入直到退出市場的時間為該種類的文化產品貿易持續時間。由于不同類型數據會對貿易持續期的分析結論具有不同的影響，一般分類標準越寬泛，所包含的產品種類就越豐富，每一類出現貿易持續時間的概率也越大(Besede? et al.,2006)。如果分類過于細，雖然可以反映較多的貿易動態變化，但頻繁調整分類標準也不利于研究進展。

根據前人的研究，本文嘗試探究孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)為代表的文化認同如何影響中國對“一帶一路”沿線國家的文化產品出口二元邊際的內部機理，中介效應分析為回答這個問題提供了可能性。具體地說，如果文化認同通過貿易持續期來影響中國文化產品出口二元邊際，那么變量貿易持續期就是中介變量，而該變量發揮的作用就是中介效應。本文采用逐步檢驗回歸系數法進行中介效應檢驗。逐步檢驗回歸系數法的檢驗力在所有檢驗方法中是最弱的(Mackinnon et al.,2002)。如果能用逐步檢驗回歸系數法檢驗出變量之間的中介效應，那方法自身檢驗力弱的問題就不成問題了(溫忠麟 等，2014)。 中介效應檢驗步驟如下：

首先，直接檢驗自變量孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)為代表的文化認同對因變量中國文化產品出口二元邊際的效應，即上述模型(1)的系數β。

其次，檢驗自變量對中介變量貿易持續時間的關系。本文在確定以孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)為代表的文化認同影響中國對“一帶一路”沿線國家的文化產品出口的前提下，將文化認同作為自變量，貿易持續時間作為因變量，構建計量模型方程(3)，分析文化認同影響中國文化產品出口二元邊際的傳導機制：

(3)

最后，控制中介變量貿易持續時間后，檢驗自變量孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)和中介變量貿易持續時間(Time)的系數。本文在模型(1)基礎上增加對貿易持續時期(Time)的控制，形成如下計量模型方程(4)：

(4)

根據表7的中介效應檢驗結果，孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)與文化產品出口二元邊際顯著相關，尤其是增加了中介變量貿易聯系持續時間(Time)后。但是漢語言的使用(LC)與文化貿易聯系持續期(Time)卻呈現負的相關性，這說明漢語言的使用越深入，不同類別的文化貿易產品的貿易聯系持續期越短，這與邵軍(2011)研究發現相似。中國貿易出口持續時間的中值和均值分別是2年和2.84年，中國貿易出口中50%的產品貿易聯系持續期都沒有超過兩年。連續10年以上的中國文化產品出口數據統計顯示，文化產品進入到市場，大部分情況下難免出現類似反反復復進入退出的現象，這與市場供需關系緊密相關。對于一種新類別的產品而言，這可能是一種很好的試錯機會，產品通過多次進入又反復退出進行調試，生產者也需要一定的時間來調整產品的設計包裝以更好地適應國際市場需求，直到最終被目的國消費者接受。

在中介效應檢驗過程中，對貿易聯系持續期(Time)進行控制后，研究結果顯示，貿易聯系的持續時間與中國文化產品出口的二元邊際的相關性很顯著，這與學者楊連星等(2016)研究得出的貿易聯系持續期只與文化產品出口集約邊際顯著相關的結論并不完全一致。前文理論分析表明，貿易聯系持續期應該對于文化產品出口的拓展邊際即文化產品結構的調整、產品種類的增加有著密切的相關性，而加入貿易聯系持續期(Time)后，回歸結果證實了貿易聯系的持續時間與文化產品出口的拓展邊際顯著相關。總體上，中介效應是顯著的。

表7 中介效應檢驗結果

六、結論與政策含義

本文采用2008—2018年中國對“一帶一路”沿線國家核心文化產品出口數據，基于Nicolas et al.(2010)的模型進行研究分析，實證檢驗表明：第一，以孔子學院(CT)、漢語言的使用(LC)為代表的文化認同有助于推動中國文化產品出口的二元邊際增長；時變性檢驗得出漢語言的使用(LC)對文化產品出口集約邊際的影響隨著時間的推移逐漸顯著；異質性檢驗表明漢語言的使用(LC)對中國向東盟國家文化產品出口拓展邊際具有顯著的正向影響。第二，貿易伙伴國家的市場潛力及市場規模對文化產品出口二元邊際影響都很顯著，而貿易伙伴國家地理位置是否臨海和中國向“一帶一路”沿線非東盟國家文化產品出口拓展邊際顯著正相關。第三，文化認同對“一帶一路”沿線非東盟國家的影響主要體現在中國文化產品出口的結構種類上。第四，文化認同通過貿易聯系持續時間進而影響文化產品出口二元邊際，且貿易聯系持續時間對于文化產品出口的結構影響也很顯著。

文化認同對中國文化產品出口的二元邊際具有顯著的積極作用，因此有必要改善文化產品出口結構以緩解外部沖擊對貿易的影響，這對貿易結構改革具有重要的參考意義。隨著“一帶一路”倡議的推進，中國與“一帶一路”沿線國家的貿易聯系越來越緊密，面對諸多不確定性的外部沖擊，為確保中國文化產品出口的持續穩定，可以從以下幾方面著手：一是調整出口貿易聯系的持續時間來提升出口拓展邊際，緩解外部沖擊對貿易的消極影響；二是不拘泥于合作貿易伙伴國家的大小，積極加快擴大中國文化產品出口；三是優先加強與“一帶一路”沿線臨海國家的文化貿易合作，推動文化貿易產品種類的豐富與產品的創新。

本文還存在一定的局限性，文化認同對中國文化產品出口的二元邊際影響的途徑不止貿易聯系的持續時間，文化認同的核心代理變量也可能繼續隨著研究對象的變化而變得更加豐富，這些也將為后續研究提供參考。