“一帶一路”倡議對文化產品出口的影響

劉斌　鄒恬華　張涵

摘 要：“一帶一路”倡議的“五通”政策有助于實現中外文明的交流與互鑒，促進中國文化產品出口。文章使用2009—2018年UN Comtrade產品級別數據，運用多期雙重差分模型檢驗了“一帶一路”倡議對中國核心文化產品出口的影響。結果表明，“一帶一路”倡議促進了中國核心文化產品出口，該結論通過了多項穩健性檢驗。同時，文章發現“一帶一路”倡議同時通過降低貿易成本的經濟機制與提升文化認同的文化機制對中國核心文化產品出口產生影響。最后，“一帶一路”倡議的影響集中于文化消費品而非文化收藏品。文章為“一帶一路”倡議促進文化產品出口提供了經驗證據，為堅定文化自信、講好中國故事提供了理論依據。

關鍵詞： “一帶一路”倡議 文化產品 多期雙重差分

DOI：10.19592/j.cnki.scje.400616

JEL分類號：F13，F14，F15? ?中圖分類號：F752

文獻標識碼：A? ?文章編號：1000 - 6249（2023）07 - 135 - 18

一、引言

中國文化產品貿易發展勢頭極為迅猛。根據中國國際文化貿易發展報告，2021年中國文化產品出口貿易額為1392.5億美元，相比2020年同期增長了420.5億美元，同比增長43.3%。習近平總書記在黨的二十大報告中強調，必須堅持中國特色社會主義文化發展道路，增強文化自信。然而與此相對的是，文化產品貿易領域的研究則相對較少?，F階段學界對文化產品貿易的研究主要基于引力模型檢驗其影響因素（Marvasti，1994；White，2008；Disdier et al.，2010；Tadesse and White，2010），這些研究擴充了引力模型的理論框架。但基于國家特征，尤其是基于不可改變的地理特征的研究較難對國家政策提供直接的評估。也有部分學者嘗試探討政策與文化產品貿易的關聯，但他們多從全球治理視角探討文化產品是否應當適用不同的區域貿易規則（Galperin，1999；Footer and Graber，2000；Hahn，2006），而評估具體某一促進政策對文化產品貿易影響的研究則鳳毛麟角。

“一帶一路”倡議的目標之一即為“深入人文交流、促進民心相通”，這為本文檢驗國家戰略對文化產品貿易的影響提供了準自然實驗機會。由于學界關于文化產品進口對社會福利的影響并未達成統一觀點（Francois and Ypersele，2002；Ferreira and Waldfogel，2013；Li and Yang，2020），本文選擇檢驗文化產品出口部門受國家戰略的影響。數據方面，本文使用UN Comtrade數據庫中的貿易出口額數據，采用HS碼匹配方式獲取核心文化產品出口額。研究方法方面，本文參考Beck et al.（2010）采用多期雙重差分模型進行實證研究。在處理組與對照組的選擇上，考慮到文化交流活動的開展及效果可能存在的滯后性，本文選擇“中國一帶一路網”1上已同中國簽訂共建“一帶一路”合作文件的每個貿易伙伴的簽署年份（以新聞報導時間計，截至2018年）的滯后兩年作為基年。簽署共建“一帶一路”合作協議的貿易伙伴在基年及之后年份作為處理組，其他樣本作為對照組。本文參考曲如曉等（2015）選取核心文化產品貿易額作為被解釋變量，這是因為非核心文化產品大多為國際分工下的產物，不能較好地體現文化競爭力2。本文基本結論為：在總量上，“一帶一路”倡議有助于擴大文化產品出口；在文化產品類別上，“一帶一路”倡議對文化消費品具有最強的促進作用?！耙粠б宦贰背h同時通過經濟機制與文化機制對中國核心文化產品出口產生影響。

相比于現有文獻，本文可能的邊際貢獻體現在以下三個方面：第一，在研究視角方面，本文強調了“一帶一路”倡議的開放性以及文化產品出口貿易的重要性。以往文獻多以是否在2013年之后、地理上是否位于“一帶一路”沿線作為處理組選擇的標準，而忽略了“一帶一路”倡議的開放性。然而，倡議實際上提出了一個沒有空間邊際的開放合作網絡（Liu and Dunford，2016）。因此本文不囿于“一帶一路”倡議提出的時間與是否位于“一帶一路”沿線，而是將不同時期、所有簽署合作協議的貿易伙伴均納入研究范圍。對于簽署合作協議時點不一致的問題，本文引入多期雙重差分模型進行解決。第二，在分析方法選擇方面，本文采用了更為合適的計量模型以保留更為全面的數據。現階段學者有關“一帶一路”倡議對于出口貿易影響的研究多基于引力模型及其發展模型，因此受限于Hofstede（2011）的文化距離數據，觀測值限于81個國家和地區。本文使用面板數據并在模型中考慮了固定效應，文化差異這一截面因素已被固定效應吸收，因而本文可以將樣本擴大至UN Comtrade全部國家和地區。同時，本文數據精確到HS碼級別，大大擴展了樣本容量，有助于獲得更為全面準確的分析結果。最后，在拓展分析方面，本文進一步分析了“一帶一路”倡議對于核心文化產品的影響效應在產品類型、貿易伙伴特征等層面上的異質性，以期得到更具有針對性的結論。

本文剩余部分的結構安排為：第二部分進行文獻綜述；第三部分為理論機制；第四部分為實證模型與數據；第五部分為實證結果分析；最后為結論與政策建議。

二、文獻綜述

與本文相關的一類文獻為文化產品貿易的影響因素研究。部分學者對文化產品出口的決定因素進行研究，認為在傳統的引力模型基礎上，國內市場規模、移民關系、共同的語言、歷史殖民聯系、文化距離、貿易伙伴平均受教育程度也是文化產品貿易的重要影響因素。具體地，Marvasti （1994）發現國內市場規模是電影和唱片行業凈出口的重要決定因素；White（2008）認為移民關系能部分抵消文化距離帶來的影響，從而促進移民國與移民母國間的貿易；Disdier et al.（2010）認為共同的語言、歷史殖民聯系會影響文化產品貿易，并指出文化產品的消費具有“成癮性”；Tadesse and White （2010）認為文化距離會阻礙出口。Dong and Truong（2020）在引力模型框架下對越南文化創意產品出口影響因素進行分析，發現經濟規模、市場發展程度、貿易伙伴平均受教育水平對文化創意產品出口具有正向影響。此外，也有學者探討了貿易政策對文化產品出口的影響，以及是否應當針對文化產品進行貿易保護。Matheny（1998）認為文化產品在保護文化多樣性、維護本國文化中具有重要作用，因此文化產品不應該適用自由貿易的原則，建議世貿組織為各國文化政策創造一個安全的避風港。Galperin（1999）對北美自由貿易協議、歐盟與南方共同市場進行案例研究，探討了不同情況下區域貿易協定對文化產品貿易的影響。Footer and Graber（2000）回顧了現有貿易政策與國際爭端，并建議將文化產品作為國際貿易的例外。Hahn（2006）在此基礎上探討了如何最大程度地減少自由貿易規則與文化產品貿易保護主義政策之間的不一致性。部分學者從理論角度探討了文化產品的出口現狀與解決方法。王建平（2014）使用VAR模型進行分析，結果發現文化產業的海外投資對于文化產業的促進效應具有滯后性。也有學者從微觀角度探討文化沖突對企業經營的影響。曲如曉等（2015）從二元邊際視角出發，發現文化差異主要影響拓展邊際而非集約邊際。與本文最為相關的文獻是評估某一事件對文化產品貿易的影響。施炳展（2016）以韓劇熱播為背景檢驗了文化認同對國際貿易的影響，認為文化認同有助于提升貿易增長速度，該促進效應對差異化的產品尤為顯著。韋永貴、張藝川（2021）認為跨國文化傳播促進了中國出口貿易增長。綜上，盡管上述文獻從諸多角度豐富了文化產品貿易影響因素的理論架構，在普適層面上進行了充分的討論，但針對衡量特定事件沖擊影響的研究仍較少。本文則嘗試以“一帶一路”倡議為視角，建立評估特定事件沖擊對文化產品貿易影響的研究框架。

與本文密切相關的另一部分文獻是對“一帶一路”倡議與貿易的研究。多數研究從事前角度分析中國與“一帶一路”沿線國家的貿易比較優勢，從而為“一帶一路”倡議的合理性提供理論支持。徐梁（2016）計算了顯性比較優勢指數（Revealed Comparative Advantage index，RCA指數）與貿易互補指數（Trade Complementary Index），對“一帶一路”沿線國家的現況進行分析，為國內經濟結構轉型升級提供理論支持。李敬等（2017）分析了“一帶一路”沿線國家貨物貿易的競爭互補關系，發現“一帶一路”沿線國家的貿易集中化趨勢明顯。李兵、顏曉晨（2018）則從公共安全的視角分析了中國與“一帶一路”沿線國家的比較優勢，以引力模型為基礎論證了恐怖襲擊對中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易影響較小。姚星等（2019）利用多區域投入產出數據分析了中國在“一帶一路”沿線的產業融合程度，認為產業融合程度呈增長姿態。部分文獻評估“一帶一路”沿線國家的貿易現況，為政策的制定提出了方向性的建議。張會清、唐海燕（2017）運用隨機前沿引力模型分析了“一帶一路”沿線國家貿易潛力及其影響因素。范兆斌、黃淑娟（2017）則具體到文化產品貿易領域，評估文化距離對文化產品貿易效率的影響，認為文化距離對文化產品貿易效率的影響具有倒U型特征。部分文獻從事后角度使用雙重差分方法驗證“一帶一路”倡議對國際貿易的影響。孫楚仁等（2017）認為“一帶一路”倡議顯著促進了中國對“一帶一路”沿線國家的出口，對異質性產品、非鄰國、“一路”國家的出口影響尤為顯著。盧盛峰等（2021）檢驗了“一帶一路”倡議對出口質量的影響。邱雪情等（2021）認為“一帶一路”倡議有助于中國全球價值鏈（GVC）攀升，該效應主要通過基礎設施建設實現。綜上，上述對于“一帶一路”倡議與貿易的研究事前分析多、事后評估少；對于貿易總體的研究多，針對特定貿易領域的研究少，這為本文提供了可能的研究空間。

此外，也有文獻分析了與貿易密切相關的其他領域受“一帶一路”倡議的影響，如對外直接投資、跨境進入模式、企業經營。楊連星等（2016）認為友好雙邊政策關系有助于提升對外投資規模、投資多元化程度與投資成功率，其中友好城市交流影響尤其顯著。張述存（2017）分析了中國對外直接投資空間布局的特征，建議未來對“一帶一路”沿線國家進行戰略型、資源合作型投資。蔣冠宏（2017）運用多類邏輯回歸（Multinomial Logit）模型，研究了中國企業異質性的最優進入策略。方慧、趙甜（2017）發現國家距離對國際化經營整體呈現抑制作用，其中文化距離、經濟距離和技術距離對出口的影響尤為顯著。呂越等（2019）使用雙重差分方法檢驗了“一帶一路”倡議對綠地投資的促進作用，異質性分析部分發現倡議對“海上絲綢之路”國家和與中國臨近國家的促進增長效應較為顯著，投資促進效應主要表現為集約邊際的擴張，且主要集中在能源、交通和通信等基礎設施相關行業。王桂軍、盧瀟瀟（2019）使用雙重差分法，探討了“一帶一路”倡議對中國企業升級的影響及其作用路徑。徐思等（2019）使用雙重差分方法發現“一帶一路”倡議有助于緩解受到倡議支持企業的融資約束，該效應對新興優勢行業、外向型節點城市的企業尤為顯著。王雄元、卜落凡（2019）認為“中歐班列”開通這一事件通過提升出口貿易促進了企業創新。李建軍、李俊成（2020）使用雙重差分法發現“一帶一路”倡議的提出顯著擴大了相關企業的信貸融資規模，該增進效應在外向型節點城市、商貿服務產業以及大型企業中更為突出。此類文獻為本文的研究框架提供了有益參考。

三、理論機制

貿易成本是新新貿易理論中的重要概念（Obstfeld and Rogoff，2000），包括固定貿易成本與可變貿易成本，降低貿易成本對國際貿易具有促進作用。此外，文化產品所特有的文化屬性也使得其出口額對于文化差異較為敏感（Tadesse and White，2010），因此提升文化認同對文化產品出口也有促進作用。本文從以上兩個視角探討“一帶一路”倡議對文化產品出口促進作用可能的機制。

（一）降低貿易成本

固定貿易成本的存在使得企業出口存在一個“門檻”，只有生產率較高的公司才能進入出口市場（Melitz，2003）。降低固定貿易成本的舉措有助于提升參與國際貿易的企業數量。首先，信息被認為是國際貿易的重要影響因素之一（岳云嵩等，2016），通信網絡的建設有助于增進買賣雙方的連結、緩解信息不對稱，從而降低信息搜尋的固定貿易成本（Fink et al.，2005）?！耙粠б宦贰背h在通信干線網絡建設方面的舉措包括海底光纜、跨境陸地光纜建設等，有望降低信息差帶來的固定貿易成本，從而降低企業出口門檻。

可變貿易成本即與產品數量相關的貿易成本?？勺冑Q易成本通常被理解為“冰山”貿易成本，即類似于冰山被運過海洋，一定比例的產品在貿易過程中會“融化”（Samuelson，1954）。最為直接的可變貿易成本即為運輸成本，運輸成本的降低有助于提升產品競爭力，從而促進出口?！耙粠б宦贰背h提出以來，中歐班列、中巴經濟走廊、中老鐵路、以色列海法新港等交通基礎設施建設舉措，切實有效地改善了中國與貿易伙伴間的交通狀況、有助于降低產品運輸成本。此外，金融市場的發展程度與可變貿易成本密切相關，更為發達的金融市場可以通過改善出口企業融資狀況促進出口（Beck，2002）?！耙粠б宦贰背h提出后，設立金磚國家開發銀行、絲路基金、人民幣跨境支付系統等一系列舉措改善了出口企業融資環境，有助于降低出口企業的融資成本。此外，貿易便利化措施也有助于緩解市場分割，加速要素流動，從而降低貿易成本（Wilson et al.，2003）?！耙粠б宦贰背h時期，中國與多個貿易伙伴簽訂“經認證的經營者”（AEO）互認，縮短了通關所需的時間與程序，降低了出口企業在海關的可變貿易成本。至此，本文提出：

假說1：“一帶一路”倡議通過降低貿易成本促進文化產品出口。

（二）提升文化認同

文化因素對國際貿易有重要影響。在傳統貿易理論框架下，有學者認為文化差異會對國際貿易產生負面影響。文化差異是指不同國家間規范和價值觀的不同程度（Hofstede，2001），文化差異可能使得理解、預測他人的行為變得困難，阻礙和諧和信任的發展，從而有可能阻礙國際貿易。具體地，文獻中通常使用“文化距離”來量化國家間的文化差異程度。最常用的文化距離數據庫（Hofstede，2011）從權力距離、不確定性規避、集體主義、性別氣質、長期或短期取向和放縱或克制六個維度來計算文化距離。實證文獻也對移民關系、共同的語言、歷史殖民聯系等其他維度的文化距離對國際貿易的影響進行了檢驗。文化差異理論認為進行文化溝通活動、提升文化認同是促進文化產品出口的重要方式。

此外，也有學者認為應當使用“文化摩擦”（Cultural Friction）形容文化差異對國際經濟交流活動的影響（Shenkar，2001）。文化摩擦是指具有不同文化背景的主體在互動時產生的“阻力”。文化摩擦首先是一個動態的概念，如果兩個主體文化差異巨大但從不互動，也不會產生文化摩擦。同時，文化摩擦也是一個中性的概念，過多的文化摩擦可能會對國際經濟交流產生負面影響，類似于物理學中過多的摩擦產生熱量和阻力；過少的摩擦同樣會帶來不利的后果，類似于物理學中輪胎與道路摩擦不足會造成打滑（Shenkar，2012）。文化摩擦理論認為國家間適度的文化交流能夠促進各項國際經濟交流活動。

在異質性貿易理論框架下，有學者認為應當從企業微觀視角重新審視文化因素對國際貿易的影響。楊柏等（2016）認為，企業跨國經營中存在的文化沖突具有多種來源，應當積極推進人才本土化并進行跨文化培訓以緩解文化沖突。至此，本文提出：

假說2：“一帶一路”倡議通過提升文化認同促進文化產品出口。

四、實證模型與數據

（一）計量模型

本文基準回歸部分采用多期雙重差分模型，使用簽署共建“一帶一路”合作協議的時間點識別“一帶一路”倡議效應，評估其對文化產品出口的影響。在文化產品貿易額指標選取上，本文參考曲如曉等（2015）選取核心文化產品，這是因為非核心文化產品多為國際分工下的產物，難以較好地體現文化競爭力。參考Beck et al.（2010），本文將多期雙重差分模型設定如下：

Tradevalueict=α+βDct+2+δControlsct+μc+λt+εict? （1）

在（1）式中，[Tradevalueict]指中國對貿易伙伴c在年份t核心文化產品i的出口額，由于樣本零值較多，本文采取了加一再取自然對數的處理方式以保證樣本容量；[μc]、[λt]分別指貿易伙伴虛擬變量與年份虛擬變量，以衡量貿易伙伴固定效應與年份固定效應。本文選取簽署共建“一帶一路”合作協議年份的滯后兩期作為基年，基年的選取考慮到文化交流活動的開展及效果可能存在的滯后性。具體滯后期選擇的原因將在政策動態影響分析部分進行進一步的闡釋。感興趣的解釋變量是虛擬變量[Dct+2]，對于簽署過協議的國家，該變量在簽署共建“一帶一路”合作協議兩年及以后的年份取1，其他時間取0；對于沒有簽署過協議的國家，該變量取值為0。如卡塔爾于2014年11月簽訂協議，從2016年開始[Dct+2]取1。簽署共建“一帶一路”合作協議的貿易伙伴在基年及之后年份作為處理組，其他樣本作為對照組。當系數[β]顯著為正時，表示“一帶一路”倡議對中國核心文化產品出口具有顯著正向影響。[εict]為殘差項。

本文控制變量[Controlsct]包括：（1）貿易國特征變量。包括貿易國的經濟發展指數，以貿易國的GDP指數、人均GDP指數衡量，以上兩個變量均采用2010年美元不變價；科技發展指數，以互聯網使用人數占比衡量；國際競爭力指標，以貿易條件（Net Barter Terms of Trade Index，NBTT）衡量。值得注意的是，衡量文化差異特征的指標通常被認為幾乎不隨時間變化，最常被使用的文化距離數據庫（Hofstede，2011）即為截面數據。當不考慮文化距離的時間變化趨勢時，文化特征指標已在貿易伙伴固定效應[Ac]中得以衡量。（2）雙邊特征變量。本文采用貿易開放度變量衡量貿易國經濟外向程度，并參考錢學鋒、梁琦（2008）加入雙邊貿易成本變量，以捕捉隨時間變化的雙邊貿易阻力。為保證研究結論的穩健性，回歸標準誤經過貿易伙伴層面的聚類調整。

（二）數據來源及說明

本文研究樣本包含UN Comtrade數據庫的全部國家與地區。時間選擇上，為了排除2008年全球金融危機對國際貿易的影響，本文以2009年作為研究區間的起點，同時截止時間的選擇是出于貿易額數據可得性、保留至少一年政策后數據的考量。數據來源包括聯合國商品貿易統計數據庫（UN Comtrade）、世界銀行（World Bank）和國際電信聯盟的世界電信/信息通信技術指標（ICT）數據庫等。

參考已有研究的做法，本文對數據進行以下處理：（1）剔除無ISO碼的國家和地區樣本。通過樣本篩選，本文共得到135450個觀測值，包含251個國家或地區于2009-2018年向中國進口63種核心文化產品的進口額數據。（2）本文對連續性變量進行了1%和99%水平上的縮尾處理以緩解極端值可能帶來的影響。此外，模型中的部分變量處理方式如下：

1.雙邊貿易成本。貿易阻力可以使用雙邊距離變量衡量，然而雙邊距離數據為截面數據，信息被包含在固定效應當中。錢學鋒、梁琦（2008）構建了雙邊貿易成本計算公式，較好地捕捉了隨時間變化的貿易阻力。本文參考該公式，構建中國雙邊貿易成本公式如下，其中[exportj]為中國總出口額，[exporti]為貿易伙伴總出口額，[exportij]與[exportji]為雙邊貿易額。其中參數s、[σ]分別設置為0.8與8（李鋼、孟麗君，2019）。

2.貿易依存度。參考許統生（2003）對經濟規模修正后的公式，設置貿易依存度計算公式如下，其中[GDPwt]指世界t期GDP。

（三）描述性統計

表1匯報了本文的描述性統計結果。值得注意的是，[Tradevalueict]（貿易額加一后再取自然對數）的中位數為零，這意味著在貿易伙伴層面平均而言超半數的核心產品種類無貿易額，或在產品層面平均而言超半數的貿易伙伴無貿易額。盡管中國文化產品出口具有較高的增速與較好的發展前景，但仍面臨著現階段總量不高、核心文化產品出口較少的問題。

五、實證結果分析

（一）基準回歸

表2為基準回歸結果，匯報了“一帶一路”倡議對中國核心文化產品出口的影響。也即，根據（1）式計量模型檢驗“一帶一路”倡議交叉項（[Dct+2]）對核心文化產品出口額（[Tradevalueict]）的影響，以下回歸均已控制貿易伙伴與時間層面的固定效應。其中第（1）列匯報了僅使用交叉項作為解釋變量的回歸結果，結果顯示“一帶一路”倡議交叉項在1%水平上顯著，意味著“一帶一路”倡議對中國核心文化產品出口有著顯著的促進作用。第（2）列中加入了GDP與人均GDP作為控制變量，以緩解經濟規模擴大或進口國人民生活水平提升等政策外因素可能造成的遺漏變量問題。結果顯示“一帶一路”倡議交叉項在1%水平上顯著?？刂谱兞縂DP在1%水平上正顯著，表明經濟規模更大的貿易伙伴傾向于更多地進口中國核心文化產品。第（3）-（4）列中本文繼續加入了貿易國特征變量與雙邊特征變量以進一步緩解遺漏變量問題，“一帶一路”倡議交叉項分別在1%與5%水平下顯著，核心結論不變。此外，第（4）列中互聯網使用比例、貿易開放度系數顯著為正，這表明互聯網使用程度越高、經濟越外向的貿易伙伴傾向于更多地進口中國核心文化產品。

（二）DID有效性分析與內生性控制

1.平行趨勢檢驗與政策動態影響

本文嘗試分析與協議簽署的“相對時間”對中國核心文化產品出口額的影響，以檢驗政策實施前平行趨勢并觀察簽署合作協議的動態影響。參考Beck（2010）建立計量模型如下：

Tradevalueict=α+β1D-9ct+β2D-10ct+…+β14D5ct+μC+λt+εct （4）

為了更好地反映系數的經濟學含義，本文選擇簽署“一帶一路”倡議的實際年份作為新的基年。其中[D-jct]（j>0）在c國基年的前j年取1，其他情況下取0；[Djct]（j>0）在c國基年的后j年取1，其他情況下取0。為了避免完全多重共線性，回歸中不包含基年項[D0ct]。圖1報告了各“相對時間”的回歸系數及其95%置信區間（在貿易伙伴層面聚類）?；昵澳攴菥赐ㄟ^5%的顯著性水平檢測，說明政策不存在預期效應。簽署“一帶一路”合作協議后第三年開始，系數均通過5%的顯著性水平檢測，且系數大小隨時間上升，這說明政策效果隨時間推移逐步上升。值得說明的是，出于穩健性考慮，本文也嘗試將基年設置為簽署“一帶一路”合作協議后兩年，基年前所有系數不顯著，這說明平行趨勢假設成立。

在進行全樣本平行趨勢檢驗后，本文還繪制了各國在“一帶一路”倡議前對中國核心文化產品平均進口額增長圖作為旁證。圖中縱軸指簽署時間不同的組別，其中從未簽署“一帶一路”倡議的貿易伙伴被列示在最上方一行。結果如圖2所示，在核心文化產品平均進口額增速方面，簽署協議組與從未簽署協議組、不同年份簽署協議組之間均不存在顯著差異，均集中在0附近，初步表現了政策實施前的共同趨勢。值得說明的是，圖2中增速偏離均值的三個點分別為英國、安提瓜和巴布達，其中國核心文化產品進口量占中國總核心文化產品出口量比重較小，對整體平行趨勢的影響不大。以“一帶一路”倡議尚未提出的2012年為例，英國在該年對于比重為4.29%，安提瓜和巴布達當年無進口額。此外，本文也嘗試剔除英國、安提瓜和巴布達樣本，結果如表3（1）所示，基準回歸核心結果依然穩健。

2.預期效應

參考毛其淋、許家云（2018）的研究，本文在基準回歸（1）式右側加入一項[Dct+1]，以檢驗貿易伙伴是否有預期效應。[Dct+1]意為取原基年的前一年（即簽署“一帶一路”合作協議的后一年）作為新基年，該變量對于簽署過“一帶一路”合作協議的貿易伙伴在基年及其之后的年份取1，其他情況取0?；貧w結果如表3第（2）列所示，該交叉項未通過10%顯著性水平檢驗，這意味著樣本預期效應不顯著，“一帶一路”合作協議的簽署對于核心文化產品出口具有較強的外生性。

3.安慰劑檢驗

（1）假設事件時間前移。本部分安慰劑檢驗中，本文假設“一帶一路”倡議事件發生時間前移，并對構建的交叉項變量前系數顯著性進行檢驗。作為DID方法的重要前提，在“一帶一路”倡議之前，各貿易伙伴對中國的核心文化產品進口額增速不應該存在較大的差異，即事后發生的“一帶一路”倡議不能對之前的各貿易伙伴對中國的核心文化產品進口額增速差距進行解釋，故前移后的交叉項系數應當不顯著。參考Topalova（2010），本文刪除各貿易伙伴實際簽署共建“一帶一路”合作協議后的樣本，分別構建了相對基期（t+2）前移一期至前移四期（t+1～t-2）的交叉項。結果見表3第（3）-（6）列，交叉項系數均未通過10%顯著性水平檢驗。這意味著“一帶一路”倡議不會對簽署協議前的中國核心文化產品出口額產生顯著影響，本文基準回歸結果通過了時間層面上的安慰劑檢驗。

（2）隨機選取處理組。本部分安慰劑檢驗中，參考呂越等（2019）與嚴兵等（2021），本文隨機構建了1000組“偽處理組”，以檢驗是否存在國家-時間層面的遺漏變量。具體地，本文在總樣本（共215個貿易伙伴）中隨機抽取134個貿易伙伴作為“偽處理組”，同時隨機選取“偽事件年份”，構建交叉項，回歸計算出交叉項前系數的大小與對應的p值。由于“偽處理組”與“偽事件年份”選擇的隨機性，若本文不存在國家-時間層面遺漏變量的假設成立，本文預期交叉項系數將集中在0附近，且不顯著。將上述過程重復1000次，繪制系數-p值散點圖如圖3所示。從顯著性水平來看，1000次模擬中有11次交叉項系數在5%顯著性水平下顯著為正，占比僅為1.1%，出現概率較小；從系數大小來看，1000次模擬中系數均小于基準回歸中所估計的系數，這說明實際的處理組產生的效應明顯偏離隨機選擇的偽處理組產生的效應。綜上，本文認為不存在明顯的國家-時間層面的遺漏變量，本文基準回歸結果通過了貿易伙伴層面上的安慰劑檢驗。

4.其他穩健性檢驗

（1）多維固定效應。出于對現有計量理論探討尚不充分的擔憂，Baker et al.（2022）建議謹慎在多期雙重差分模型中考慮多維固定效應?；诖?，本文基準模型部分僅考慮了貿易伙伴與時間層面的雙向固定效應。然而不同的產品種類出口額增長仍有可能具有不同的趨勢，忽略產品種類固定效應可能會造成遺漏變量偏誤。出于穩健性考慮，本文嘗試在基準回歸中加入產品層面固定效應，結果如表3（7）所示，感興趣的變量[Dct+2]前系數大小與顯著性水平與基準回歸差別不大，僅模型擬合優度有所上升，本文基準回歸結果穩健。

（2）控制變量使用一階滯后項。出于對于內生性的擔憂，部分學者建議對控制變量進行一階滯后處理。結果如表3（8）所示，本文基準回歸結果穩健。

（3）模型中加入是否簽署共建“一帶一路”協議變量的線性時間趨勢。周學仁、張越（2021）建議在模型中加入處理變量的線性時間趨勢項，以控制處理組和對照組之間可能存在的時間趨勢的差異。結果如表3（9）所示，本文基準回歸結果穩健。

（4）異質性處理效應（Heterogeneous Treatment Effects）。Goodman-Bacon（2021）發現雙向固定效應（TWFE）多期雙重差分中，交叉項系數是任意兩組處理組和對照組系數的加權平均值，而“壞的對照組”會使得系數估計有偏。本文使用Borusyak et al.（2021）提出的異質性穩健的估計量，估計結果為正向顯著（估計系數為0.197，p值為0.056），說明本文的基本結果穩健。

（5）控制其他雙邊或多邊協議可能的影響。在樣本研究時間段中，除了“一帶一路”倡議，自由貿易協定（FTA）的簽署也有可能對核心文化產品出口額產生影響，因此需要控制該影響因素以緩解遺漏變量偏誤。根據商務部數據，截至2021年，中國已簽署自由貿易協定有19個，涉及國家或地區26個1。本文在基準回歸中添加了“是否與中國簽訂自由貿易協定”的虛擬變量，以控制自由貿易協定可能的影響。結果如表3列（10）所示，核心解釋變量前系數顯著性與系數大小沒有明顯變化，本文基準回歸結果穩健。

（6）控制地緣政治因素可能的影響。除了“一帶一路”倡議與自由貿易協定（FTA）等經濟因素，全面戰略合作伙伴關系等國家層面的政治外交關系也可能對核心文化產品出口產生影響。根據外交部數據，從2008年開始，中國政府逐步與越南（2008年）、老撾（2009年）、柬埔寨（2010年）、緬甸（2011年）、泰國（2012年）、馬來西亞（2013年）、塞內加爾（2016年）、納米比亞（2018年）建立了全面戰略合作伙伴關系，標志著政治外交關系的升級。為此，本文在基準回歸中控制了“是否與中國為全面戰略合作伙伴關系”，以控制政治外交因素可能存在的干擾。結果如表3列（11）所示，本文基準回歸結果穩健。

（三）機制檢驗

文化產品具有文化與產品的雙重性，經濟因素與文化因素都有可能對其產生影響?；诖?，本文分別檢驗了以下兩個機制：（1）經濟機制?！耙粠б宦贰背h可能通過降低貿易成本，從而提升中國核心文化產品出口額。（2）文化機制。提出“一帶一路”倡議后，中國通過發起一系列文化交流活動以提高雙邊文化認同、促進國際文化交流，實現“民心相通”。中國在國際環境中的“發聲”可能有助于減少文化差異、得到貿易伙伴人民對于中國文化認同的“回響”，最終促進文化產品需求增長、提升中國核心文化產品出口額。

1.經濟機制分析：貿易成本

在指標選擇上，部分學者選取世界銀行Doing Business數據庫中的跨境貨物成本來衡量貿易成本（錢學鋒，2008），但該數據庫在2015年進行了統計方法的調整，前后數據不具有可比較性。參考曲如曉等（2015），本文選取The Heritage Foundation提供的經濟自由度數據庫來衡量貿易成本。經濟自由度指數值越大，表示該貿易伙伴對于國際貿易更為友好、貿易成本更低。表4第（1）列匯報了經濟自由度指數受“一帶一路”倡議的影響。交叉項[Dct+2]系數正顯著，這說明“一帶一路”倡議改善了簽署協議的貿易伙伴的經濟自由度、降低了貿易成本，經濟機制成立。

2.文化機制分析：文化認同（“發聲”與“回響”）

接下來，本文具體檢驗了文化認同這一機制，具體通過“發聲”與“回響”實現。（1）“發聲”指由中國發起的與文化交流相關的國際活動，包括建立友好城市關系、設立絲綢之路歐亞文化合作組織、舉辦絲綢之路國際藝術節、開展“歡樂春節”活動和建設海外中國文化中心等。其中建立友好城市關系在全球范圍內開展較為廣泛，能較好地識別出“發聲”強度?；诖耍疚牟捎弥袊鴩H友好城市聯合會統計的友好城市數量數據，使用建立友好城市關系活動作為“發聲”強度的代理變量。結果如表4第（2）列所示，“一帶一路”倡議顯著提升了簽署協議的貿易伙伴的友好城市數量，也即提升了“發聲”強度。“一帶一路”倡議后的一系列以友好城市為代表的“發聲”活動有助于促進中國核心文化產品出口。（2）“回響”指貿易伙伴對中華文化的文化興趣強度。前文“發聲”機制檢驗了“一帶一路”倡議對于國際文化交流活動的影響，也即闡明了“一帶一路”倡議進行了文化交流活動、產生了文化摩擦。然而，如本文理論機制部分闡述，文化摩擦理論認為過多的文化摩擦也可能會產生反向后果，或至少沒有長期正向影響。同時，該增長效應可能僅僅來源于“文化輸出”，而未必真正通過增進雙邊文化認同以提升貿易伙伴對于中國文化產品的需求。基于此，本文采用中國旅游統計年鑒中入境外國旅客人數數據作為文化興趣強度的代理變量，并通過限定入境目的為觀光休閑以排除商務訪問等經濟因素影響，以檢驗“一帶一路”倡議對于貿易伙伴文化興趣強度的影響。檢驗結果如表4第（3）列所示，交叉項[Dct+2]系數正顯著，說明“一帶一路”倡議確實提高了貿易伙伴對中國的文化興趣強度，實現了恰當的文化摩擦，真正實現了“民心相通”。

綜上，“一帶一路”倡議對核心文化產品出口的促進效應同時通過經濟機制與文化機制實現。其中經濟機制具體體現為貿易成本的降低，文化機制具體體現為中國發起文化交流活動在國際環境中“發聲”與貿易伙伴對中國文化的興趣強度上升的“回響”。

（四）異質性檢驗

本部分探討“一帶一路”倡議對不同種類核心文化產品、不同貿易伙伴的異質性影響。

1.不同種類文化產品異質性

核心文化產品可以被分為文化消費品與文化收藏品。其中文化消費品包括視覺藝術品、印刷品與“其他”三大類，具體包含圖書、報紙、雕像裝飾品、刺繡藝術品、書法用品和樂器等；文化收藏品包括聲像制品、文化遺產與視聽媒介，具體包含磁帶、唱片、超過一百年的古物、考古學收藏品和膠片等。

本文根據HS碼匹配結果對核心文化產品進行分組并進行分組回歸，結果如表5所示。表5左欄中文化消費品的三個子類交叉項[Dct+2]系數均顯著，說明“一帶一路”倡議對文化消費品的各種類都具有正向顯著的影響；右欄中文化收藏品的三個子類交叉項[Dct+2]系數均不顯著，說明“一帶一路”倡議對文化收藏品的各種類均沒有顯著影響。也即，“一帶一路”倡議主要通過增長書籍、裝飾品等文化消費品的出口來促進中國核心文化產品出口，而對古物、唱片等文化收藏品影響較小。

2.不同貿易伙伴特征的異質性

如前文所述，以往的眾多研究均針對地理位置對貿易伙伴國進行分類，而本文不限于“一帶一路”倡議提出的時間與是否位于“一帶一路”沿線，將不同時期所有簽署合作協議的貿易伙伴、地區和組織均納入研究范圍。

然而，地理位置語境下的“一帶一路”沿線貿易伙伴1確實可能會受歷史通商因素影響，從而呈現出不同的特點。為此，本文建立三重差分模型檢驗了是否為地理位置語境下的“一帶一路”沿線貿易伙伴受到的異質性影響。虛擬變量[featurec]取1代表貿易伙伴c是地理位置語境下的“一帶一路”沿線貿易伙伴，取0代表非地理沿線貿易伙伴。結果如表6第（1）列所示，三重差分項[Dct+2×featurec]不顯著，也即“一帶一路”倡議對核心文化產品出口的促進效應對歷史通商因素沒有異質性。此外，本文也對貿易伙伴是否是內陸國或內陸地區、貿易伙伴發展程度是否為發達程度、是否是貿易規模大于中位數的貿易伙伴這三個特征進行了異質性分析，結果如表6第（2）-（4）列所示。其中第（2）列為是否是內陸國或內陸地區的異質性檢驗結果，三重交叉項[Dct+2×featurec]前的系數正向顯著，說明“一帶一路”倡議對于核心文化產品出口的促進效應在內陸國或內陸地區相對明顯。第（3）列為是否為發達貿易伙伴的異質性檢驗結果，三重交叉項[Dct+2×featurec]前系數不顯著，說明貿易伙伴的經濟發展程度不會顯著影響“一帶一路”倡議對于核心文化產品出口促進效應的大小，也即“一帶一路”倡議在發達國家與欠發達國家中具有相似的核心文化產品促進效應。第（4）列為是否是貿易規模大于中位數的貿易伙伴的異質性檢驗結果，三重交叉項[Dct+2×featurec]前系數不顯著，結果說明“一帶一路”倡議對核心文化產品出口促進效應的大小與簽訂協議前的貿易規模沒有顯著的關聯。

六、結論與政策建議

講好中國故事是新時代的重要話題之一，文化產品正是中外文明交流與互鑒的重要使者。本文使用2009—2018年UN Comtrade數據，借助“一帶一路”倡議這一準自然實驗，使用多期雙重差分模型檢驗了“一帶一路”倡議對文化產品出口的影響。本文核心結論為，“一帶一路”倡議對中國核心文化產品出口有著正向顯著的影響，該結果通過了平行趨勢檢驗、預期效應與安慰劑檢驗。通過機制分析本文發現，“一帶一路”倡議同時通過經濟機制與文化機制對中國核心文化產品出口產生影響。本文也考察了“一帶一路”倡議的異質性影響，“一帶一路”倡議對文化消費品具有顯著促進作用。

本文的政策含義如下：首先，打造文化產品產業園區，推動文化產業生產端高質量發展。逐步提升文化產品產業園區的基礎建設水平，優化金融支持，加強政策扶持，提升文化產品企業創新發展水平。其次，穩步提升中歐班列等境內外貨運能力，保障文化產品物流鏈穩定暢通。優化運營程序，提升通關效率，以降低企業物流成本。最后，主動融入國際文化交流體系，積極舉辦文化交流活動，促進文化產品需求穩健增長。例如，建立友好城市關系、建設海外中國文化中心等。以文化交流促“民心相通”，以“民心相通”促共同發展。

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The Impact of the B&R Initiative on the Export of Cultural Goods：

An Empirical Analysis based on Staggered DID Model

Liu Bin Zou Tianhua Zhang han

Abstract： We assess the impact of the B&R initiative on the export of cultural goods using the staggered DID model. Exploiting the cross-partner， cross-time variation in the timing of the B&R initiative， we find that the B&R initiative promotes the export of cultural goods by reducing trade costs and enhancing cultural identity. Furthermore， the impact mainly explained by the increase of consumer goods export instead of art collection export.

Keywords： B&R Initiative； Cultural Goods； Staggered DID

（責任編輯：徐久香）

*劉斌，對外經濟貿易大學國家對外開放研究院、中國 WTO 研究院，E-mail：liubin@uibe.edu.cn，通訊地址：北京市朝陽區小關街道惠新東街10號對外經濟貿易大學，郵編：100029；鄒恬華（通訊作者），中國人民大學應用經濟學院，E-mail：zoutianhua@ruc.edu.cn；張涵，中國人民大學財政金融學院，E-mail：hzhang45234@outlook.com。

基金項目：本文受教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“全球經貿規則重構背景下的WTO改革研究”（21JZD023）、國家自然科學基金面上項目“貿易開放、國內運輸成本與南北經濟差距”（72173020）、對外經濟貿易大學2022年度課程思政研究課題“習近平新時代中國特色社會主義思想融入全球經濟治理課程建設研究”（74223301）、世界貿易組織教育項目（WCP）資助。

1 中國一帶一路網https：//www.yidaiyilu.gov.cn/。

2 事實上，在本文中“文化產品”與“核心文化產品”具有相同的內涵，它們均指“具有文化內涵的貿易產品”。二者之間唯一的差別在于，“文化產品”是一個抽象概念，“核心文化產品”是在實證檢驗中的一個具體指標。

1 包括孟加拉國、印度、老撾、韓國、斯里蘭卡、蒙古、文萊、柬埔寨、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、緬甸、越南、中國香港、中國澳門、智利、巴基斯坦、新西蘭、秘魯、中國臺灣、哥斯達黎加、冰島、瑞士、澳大利亞、格魯吉亞、馬爾代夫、毛里求斯等國家或地區。

1 此處“地理位置語境下的‘一帶一路沿線貿易伙伴”指：巴林、孟加拉國、文萊、柬埔寨、埃及、印度、印度尼西亞、伊朗、伊拉克、科威特、老撾、馬來西亞、緬甸、阿曼、巴基斯坦、菲律賓、沙特阿拉伯、新加坡、斯里蘭卡、泰國、阿聯酋、越南、也門、馬爾代夫、卡塔爾、土耳其、敘利亞、約旦、黎巴嫩、以色列、希臘、塞浦路斯、尼泊爾、阿富汗、哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫曼斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦、俄羅斯、烏克蘭、白俄羅斯、格魯吉亞、阿塞拜疆、亞美尼亞、摩爾多瓦、波蘭、立陶宛、愛沙尼亞、拉脫維亞、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亞、克羅地亞、波黑、黑山、塞爾維亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、保加利亞、馬其頓、不丹、巴勒斯坦。

1 表6中“一帶一路”倡議變量前系數可以解釋為：對貿易伙伴特征變量取0的樣本，“一帶一路”倡議對核心文化產品出口的促進作用。列（1）和列（2）該系數不顯著，意為對于地理位置不處于“一帶一路”沿線或地理位置沿海的貿易伙伴來說，“一帶一路”倡議對核心文化產品的促進效應不顯著。但這并不意味著對于其他樣本（位于“一帶一路”沿路或地理位置為內陸）來說，“一帶一路”倡議的促進效應不顯著。實際上，該效應的大小等于“一帶一路”倡議變量與三重交叉項系數之和。F檢驗顯示對于位于“一帶一路”沿路或地理位置為內陸的貿易伙伴，“一帶一路”倡議對核心文化產品出口具有促進作用。