語言多元化的雙重貿易效應分析

肖雯

（對外經濟貿易大學，北京 100029）

一、研究背景和綜述

索緒爾（1980）說，“語言是一種表達觀念的符號系統?！笔澜缯Z言的多元化，代表著不同民族價值觀的共存與交融。據世界民族語言網①統計，全球現存7117 種語言，其中約有40%種語言因其使用者不足1000 人而處于瀕危狀態，英語、中文、印度語、西班牙語、法語、標準阿拉伯語、孟加拉語、俄語、葡萄牙語因其全球使用人數已超過2億人而位列全球九大語言。盡管全球語言數量眾多，但其在不同國家和地區間的分布并不均勻。擁有語言數量最多的國家是巴布亞新幾內亞，該國境內現存語言840 種（圖1）。以洲際為例，無論是從本土語言數量來看（圖2內環）還是官方語言數量來看（圖2 外環），亞洲和非洲語言多元化程度均明顯高于歐洲及大洋洲地區，美洲地區語言多元化程度最低。文明起源、殖民歷史、宗教傳播、貿易發展等多種因素造成了洲際地區間的語言多元化程度的較大差異。

圖1 全球語言種類數排名前十國家

圖2 世界五大洲本土語言（內環）和官方語言（外環）數量分布

2019年中國出口貿易伙伴國（地區）已達221個，伙伴國境內語言多元化現象，不僅影響了一國國內經濟內循環發展，也對中國與該國的雙邊貿易發展產生顯著影響。一國境內語言多元化現象，一方面反映了該國民族多樣性特征，使用相同語言的人群有著相似的價值觀（Egger & Lass?man，2012），多種語言共存的現狀體現了不同文明和價值觀的現實碰撞與交流，從而促進了一國境內不同民族的融合，提升了該國對于異己文化的包容性，顯著增強了該國對國際移民的吸引力并增加了移民母國和東道國的貿易發展機遇（Wang，De Graaff & Nijkamp，2016）。另一方面，在一定國土范圍內，過于多元化的語言和不同語種之間的差異容易形成小群體集聚，因語言差異帶來的價值觀差異以及增加的溝通成本，演化成了群體間隱性貿易壁壘，從而催生了以是否相同語言為標準的市場分割（黃超，黃玖立，李坤望，2019；丁從明，吉振霖，雷雨，梁甄橋，2018；馮偉，李嘉佳，2019），而且這種國境內的市場分割同樣也會傳導至國際貿易市場中?，F有研究發現，一個城市所使用的語言種類每增加一種，則該城市對外開放度將降低2~2.4 個百分點，并且抑制作用呈現先強后弱的時間演變性（李光勤，曹建華，邵帥，2017）。

上述分析表明，貿易伙伴國境內的語言多元化因素對雙邊貿易的發展具有雙重效應，其一是由于多元化語言融合帶來的文化包容性提升從而促進貿易發展，其二是語言過于多元化帶來的市場分割以及溝通成本增加從而抑制貿易發展。但是，現有關注語言多元化具有何種貿易效應的研究集中于相同語言對貿易的促進作用（Melitz，2008； Lohmann， 2011； Oh， Travis Selmier &Lien，2011；Selmier & Oh，2012；Melitz & Tou?bal， 2014； 張 衛 國 ， 孫 濤 ， 2018； 黃 行 ，2020），或者是對語言服務便利度的貿易效應分析（王立非，崔璨，2020），少有研究直接分析語言多元化這一潛在因素的實際貿易影響（Fi?drmuc & Fidrmuc，2016），而且僅有的研究也忽視了對語言多元化雙重貿易效應的區分與實證考察。因此，本文基于語言多元化兼具包容性貿易促進效應和碎片化貿易抑制效應的雙視角，實證探究貿易伙伴國境內語言多元化雙重效應在中國出口貿易中是否存在，如若存在雙重貿易效應，它們又是如何分工。

二、研究設計

（一）模型設計

根據Melitz&Toubal（2014）對語言貿易效應的實證研究，本文將考察語言多元化因素對中國出口影響的模型設計如下：

其中，landiv 是本文核心解釋變量語言多元化指數，表示i 國使用人數超過總人口20%的官方語言種類數，本文認為該變量在短期內保持穩定，系數β1表明貿易伙伴國語言多元化因素對中國出口的綜合貿易效應，被解釋變量是中國同伙伴國的各年度出口額，其他解釋變量包括兩國國內市場需求（lngdpc，lngdpf），兩國之間的地理距離（lndist），是否和中國陸上接壤（border），是否為內陸國家（landlocked），是否為世貿組織成員（WTO）以及是否與中國簽訂自貿協定（FTA）。為緩解異方差和內生性帶來的模型估計偏誤問題，本文選用面板數據和國家個體固定效應并對出口額、兩國國內市場需求和地理距離變量作取對數處理。

在Melitz&Toubal（2014）模型中，假設貿易伙伴國擁有相同語言因素對雙邊貿易發展存在線性作用，實證結果也驗證了正向的線性關系，但本文研究的核心解釋變量貿易伙伴國語言多元化因素，對雙邊貿易發展的影響很可能是雙向的，既包括語言多元化帶來的文化包容性增強對國際貿易發展的正向促進作用，也包括語言碎片化帶來的貿易溝通成本增加以及市場分割帶來的貿易抑制作用。因此還需要考慮語言多元化因素對中國出口的非線性影響。于是對上式（1）引入核心解釋變量語言多元化指數的二次項landiv2，修正后的回歸方程如下：

其他解釋變量同式（1），具體為：

（二）數據來源與指標構建

本文的核心解釋變量為語言多元化指數（landiv），其數據來源是世界民族語言網，該網站提供了全球五大洲242 國（地區）境內常用語言、本土語言、瀕危語言等不同語言數量、語種等信息。本文選取該網站公布的全樣本所含國家的常用語言（institutional language）的絕對數量，構建landiv 指標，該變量為數值型變量，取值范圍為大于0的整數，且數值越大表示該國境內語言多元化程度越高；反之，語言多元化程度越低。另外，本文在穩健性檢驗中對語言多元化指數構建新測度指標landiversity0，其數據來源是Melitz（2008）文末附錄中的表A1，以一國內任意兩人說不同語言的概率測度語言多元化程度，該變量也為數值型變量，取值范圍為[0,1]，數值越接近于1表示該國語言多元化程度越高；反之，越低。

回歸方程中其他變量的數據來源分別如下：中國與各國的出口額來自UNComtrade 數據庫，各國的GDP 數據來自世界銀行，兩國之間的地理距離以及各國第一使用語言數據，來自CEPII-Gravi?ty 數據，是否與中國陸上接壤border，數據參考百度地圖，是否為WTO 成員以及何時成為WTO 成員，數據來自WTO 官網，和中國是否簽有FTA，數據來自中國自由貿易區服務網，是否為內陸國家landlocked，數據來自IMF。經過整理，本文數據集為2002—2018 年中國與190 多個貿易伙伴國非平衡面板數據。

（三）變量描述性統計

模型回歸所用變量描述性統計如表1所示。

表1 各變量描述性統計分析

三、實證結果分析

（一）語言多元化雙重貿易效應基準回歸

按照式（1）所構造的基礎回歸模型選取變量，并對面板數據進行hausman 檢驗，結果顯示，在10%顯著性水平下拒絕原假設，判定固定效應優于隨機效應，且固定效應的F 統計量P 值為0，表明固定效應也優于混合效應，因此模型選用固定效應。為控制地理距離、語言多元化指數等時不變因素對回歸方程的影響，選用最小二乘虛擬變量模型（LSDV 法）對樣本數據進行國家單項固定效應處理。為詳細考察貿易伙伴國境內語言多元化因素對中國出口貿易的影響方向，根據式（2.1），本文對全樣本分別進行了均值回歸和四分位數回歸，結果如表2所示。分位數回歸因其具有分析被解釋變量整體分布的異質性特征的優勢（王立勇，胡睿，2020），能夠更全面地揭示語言多元化因素對中國出口貿易的影響方向，并探尋可能存在的語言多元化雙重貿易效應。

表2 貿易伙伴國語言多元化對中國出口貿易效應分析

盡管在表2 方程（1）均值回歸中，landiv1 系數顯著為正，且模型整體擬合度較高（R 方為0.97），但方程（2）~（4）分位數回歸中，核心解釋變量landiv1 的系數符號由正轉負這一變化，支持了“貿易伙伴國語言多元化因素對中國出口貿易可能存在非線性影響”這一猜想，因此需要合理且謹慎地對原有模型進行修正，考慮在模型中引入高階項以考察語言多元化因素的非線性貿易效應。為保證實證結果的合理性，本文先依據STATA 的“連接檢驗（link test）”和“Ramsey’s RESET 檢驗”判斷出模型應包含非線性的高階項，然后逐一檢驗擬合值不同高階項的形式，通過模型單個系數T檢驗判斷出二次項最合適。在綜合了經濟理論猜想以及實證檢驗結果后，本文證實了在方程中引入語言多元化指數的二次項（landiv12）的合理性，根據式（2.1）和（2.2），構建非線性回歸方程，回歸結果如表3所示。

表3 貿易伙伴國語言多元化對中國出口貿易的非線性影響

由表3 方程（2）可知，貿易伙伴國語言多元化因素對中國出口貿易影響是非線性的，結合landiv1和landiv12前的系數符號可知，二者呈現倒“U”型關系，即目的國境內語言多元化因素對中國出口呈現先促進后抑制的顯著貿易效應，雙重貿易效應的轉折點發生在當landiv取值為9.12時。

貿易伙伴國境內語言多元化因素對中國出口貿易產生的非線性作用體現了語言多元化因素在中國與伙伴國出口貿易往來中扮演著的雙重角色。

一方面，貿易伙伴國境內語言多元化程度越高，直接表明該國使用的語言數量較多，間接表明該國的語言包容度較高，繼而反映了包括語言多元化在內的文化多元化程度也越高，說明了該國價值觀中對不同種語言、不同種文化的包容性自然越強。而且，這種對多元文化包容性的特征反映在國際貿易中就是支持并積極參與全球貿易發展，鼓勵本國對外開放，從而增進雙邊和多邊貿易體量，這其中就包括中國向該國的出口。這種因為語言多元化體現的文化包容性帶來的正向貿易效應，本文稱之為包容性貿易增長效應。

另一方面，貿易伙伴國境內語言多元化程度加深反映的語言數量增加現象，導致不同語言地區間貿易往來過程中交流成本增加以及不同語言暗含著不同價值觀所帶來的市場分割，從而綜合導致貿易成本的提高，這種因市場分割而帶來的內部貿易成本同樣也體現在國際貿易中。當伙伴國境內語言數量過多時，尤其是在控制人口因素后，語言碎片化帶來的兩國語言匹配難度提升和單一語言適應面狹窄的特點共同提高了雙邊貿易成本，無論是直接交流成本還是翻譯成本（Melitz，2008），貿易成本的增加作為兩國貿易阻力因素，限制了雙邊貿易發展。這種因為語言碎片化體現的貿易溝通成本增加帶來的負向貿易效應，本文稱之為碎片化貿易抑制效應。

因為語言多元化而產生的包容性貿易增長和碎片化貿易抑制兩種效應同時存在，所以貿易伙伴國語言多元化因素對中國的出口貿易，總體上呈現非線性影響。根據描述性統計結果可知，全樣本中貿易伙伴國的語言多元化指數laniv1均值為4.437，且原始數據統計顯示，landiv1 數據呈現右偏分布，有約90%樣本國境內語言數量為8 種以內，因此在本文全樣本即中國現有出口貿易伙伴中，90%伙伴國境內的語言多元化因素對中國出口依然呈現整體顯著貿易促進作用，只有約10%的貿易伙伴因其境內語言數量過多而對中國出口產生了整體顯著抑制作用。

（二）穩健性檢驗和國家異質性分析

1.穩健性檢驗。（1）指標穩健。根據Melitz（2008）提供的一國內任意兩人使用不同語言的概率數據，構建本文語言多元化的新指標landiversi?ty0，重新測度貿易伙伴國語言多元化因素對中國出口的貿易效應，回歸結果如表4所示。由表4中方程（1）可知，新指標測度的貿易伙伴國境內語言多元化因素對中國出口依然呈現顯著促進作用，但方程（2）中語言多元化指數的二次項（landiversity02）和一次項（landiversity0）統計上均不顯著，造成這一現象的原因可能是新指標采用比率數值而非絕對數值。因此，為更謹慎地考察指標的穩健性，本文再次利用分位數回歸確認語言多元化新指標的貿易效應，回歸結果如表4方程（3）~（5）所示。由表可知，四分位數回歸中語言多元化新指標landiversity0 前的系數出現由正轉負的現象，這暗示隨著語言多元化程度的提高，其對中國出口呈現相促進后抑制的非線性關系。因此，貿易伙伴國境內語言多元化因素對中國出口貿易呈倒U型關系在指標上是穩健的。

表4 語言多樣化貿易效應的指標穩健性檢驗

（2）樣本穩健。為詳細考察樣本穩健性，本文將全樣本按照語言數量由少到多排序分成三組，進行分樣本回歸，結果分別如表5方程（2）~（4）所示，方程（1）為表3（2）基準回歸結果。

表5 語言多元化貿易效應的樣本穩健性檢驗

由表可知，分組樣本中語言多元化指數的二次項（landiv12）和一次項（landiv1）系數符號均和基準回歸保持一致，這證實了語言多元化非線性貿易效應的樣本穩健性。另外，表中最后一行表示二次函數關于自變量的對稱軸，即語言多元化指數貿易效應由正轉負的轉折點，比較方程（2）（3）（4）可知，隨著樣本國語言數量的增加，轉折點處語言數量越來越小，這也間接證明了包容性貿易增長效應和碎片化貿易抑制效應同時存在的特征，且隨著語言多元化程度提高，其碎片化帶來的貿易成本增加效應明顯超過多元化帶來的包容性增長效應。

2.國家收入異質性分析。為考察樣本國收入水平差異對實證結論可能造成的干擾，本文按照世界銀行標準，將樣本國分為高收入、中等收入和低收入三個組別，分樣本回歸結果如表6所示。由表中方程（2）~（4）可知，不同收入國家其境內的語言多元化因素整體依然呈現先促進后抑制的貿易效應，但語言多元化貿易效應的符號轉折點略有差異，高收入國家轉折點低于中等收入和低收入國家，這就意味著高收入國家境內的語言多元化因素更早地發揮了對中國出口的貿易抑制作用。結合不同收入國家的語言多元化現實情況來看，高收入樣本國中，有約75%國家其境內語言多元化因素對中國出口呈現抑制作用；中等收入樣本國中，僅有約25%國家境內語言多元化因素發揮著貿易抑制作用；低收入樣本國中，低于25%國家境內語言多元化顯著抑制了中國對其出口。這種國家收入水平和語言多元化非線性貿易效益轉化時點的反向關系是比較反常的，它暗示了收入水平對語言多元化暗含的包容性貿易增長效應的限制，這種反常現象的出現及其背后原因值得學者進一步探討。

表6 國家收入異質性對語言多元化貿易效應的影響

四、語言多元化雙重效應的機制分析

通過對實證結果（表3~表6）的分析可知，語言多元化因素對中國貿易出口存在先促進后抑制的非線性影響，暗示了貿易伙伴國境內語言多元化因素對中國出口同時存在著包容性貿易增長和碎片化貿易抑制的雙重效應，因此本文進一步檢驗這兩種機制。

現有研究已知的相同語言產生貿易效應的主要機制是通過影響貿易成本特別是交流成本和翻譯成本（Melitz&Toubal，2014）來實現的，因此本文主要參考Gokmen（2017）對語言如何通過文化因素渠道影響貿易的研究方法，擬從語言多元化雙重貿易效應入手，通過在方程（2.2）中引入相同語言（commonlan）這一變量，來測度貿易成本增加帶來的碎片化貿易抑制效應，調整后的模型如下：

在全樣本中，第一語言為中文的國家暫無，因此選用國內研究貿易引力模型的通用方法，以中國使用人數較多的第二語言英語（english）作為commonlan 的代理變量。通過加入共同語言這一變量（english），方程（2.3）較好地控制了語言通過貿易成本機制發揮碎片化貿易抑制效應，因此方程（2.3）語言多元化指數前的系數β1、β2表示剝離了部分碎片化貿易抑制效應之后的語言多元化帶來的包容性貿易增長效應。

表7 方程（3）以共同語言英語作為被解釋變量，測度語言多元化因素對其的影響，由landiv1和landiv12前系數顯著可知，語言多元化對貿易成本有顯著影響。比較方程（2）和（4）可知，加入landiv1 變量后，共同語言english 前的系數顯著性降低，這表明語言多元化因素確實包含了語言過度多元化導致的碎片化貿易成本，且共同語言帶來的貿易正向作用恰好暗示了碎片化貿易成本帶來的貿易抑制作用。對比方程（1）和（4）可知，加入共同語言english 變量后，語言多元化因素的非線性貿易作用依然存在，但是其符號轉折點（即表7 中最后一行中位線數據）發生了右移，數值變大，這暗示在消除了部分碎片化成本效應后，語言多元化帶來的包容性貿易促進效應確實存在。綜合表7方程（1）~（4），語言多元化確實通過包容性貿易增長和碎片化貿易抑制雙重效應同時對中國出口貿易產生顯著非線性作用。為進一步驗證共同語言代表的貿易交流成本機制，本文還采用了其他世界通用語言代替英語作為com?monlan 代理變量，回歸結果如表8 所示，除法語外，阿拉伯語、西班牙語都可以檢測到倒U型曲線中位線明顯右移的特征，這也更進一步證明了語言多元化存在雙重貿易效應的特征。

表7 語言多元化雙重貿易效應的機制分析1

表8 語言多元化雙重貿易效應機制分析2

五、結論與啟示

作為文化多元化的代理變量之一，語言多元化不僅反映了一國對不同語言差異的包容度，同時多種語言共存的現狀也體現了不同文化價值觀以及不同文明之間的交流互鑒，從而有效促進了一國境內不同民族的融合，進而體現了一國對于異己文化的包容與欣賞。

本文以貿易伙伴國境內官方語言數量構建語言多元化指數，基于2002—2018 年中國與190 多個國家出口面板數據，實證分析了貿易伙伴國境內語言多元化因素對中國出口貿易可能存在的雙重貿易效應。研究發現，受包容性貿易增長和碎片化貿易抑制雙重效應的影響，貿易伙伴國家境內的語言多元化因素對中國出口貿易發展存在先促進后抑制的非線性顯著關系。從全樣本來看，中國現有出口伙伴中約90%國家其境內的語言多元化因素對中國出口呈現顯著的整體促進作用。

具體來看，當貿易伙伴國境內語言數量少于或等于9種時，包容性貿易增長效應強于碎片化貿易抑制效應，語言多元化因素整體上具有貿易促進作用；當貿易伙伴國境內語言數量過多（多于9種語言），碎片化貿易抑制效應強于包容性貿易增長效應，此時語言多元化因素整體呈現顯著貿易抑制作用。不同收入水平的貿易伙伴國境內的語言多元化對中國貿易均存在非線性關系，但高收入國家比中低收入國家更早進入語言多元化的貿易抑制時期。通過控制相同語言對貿易成本的影響機制后研究表明，一國境內語言多元化程度越高，其文化包容性越強，越有利于中國向該國的出口貿易發展。

基于貿易伙伴國境內語言多元化因素對中國出口具有先促進后抑制的顯著非線性關系的研究結論，本文得到三點啟示：第一，本文對語言多元化對中國出口具有雙重貿易效應的研究結論，提示學者不僅關注相同語言因素對雙邊貿易發展的線性關系，更要考慮語言多元化因素和雙邊貿易之間可能存在的非線性關系。第二，在國家異質性分析中，高收入國家其境內的語言多元化因素對中國出口貿易的影響比中低收入國家更早進入貿易抑制作用，這一反常現象值得學者進一步探討收入水平與語言多元化貿易效應之間是否存在顯著關系。第三，貿易伙伴國語言多元化因素對中國出口整體上具有先促進后抑制的非線性關系啟示中國企業需清醒意識到語言多元化是全球經貿發展的一個不確定性的因素，中國企業在享受東道國語言多元化特征帶來的包容性文化氛圍促進國際貿易發展紅利的同時，也要防范東道國過于多元化的語言碎片化現象帶來的貿易溝通成本增加、不同語言群體市場分割以及隱性貿易壁壘的貿易抑制風險。

注釋

①世界民族語言網，Ethnologue:Languages of the World，該網站提供各國現行使用語言種類數及各語言主要特征，包括官方語言、本土語言等，官網為https://www.ethnologue.com/。