文化认同对中国文化产品出口二元边际的影响研究

彭雪清 夏 飞， 夏惟怡 支宇鹏

(1.广西大学，广西 南宁 530004；2.广西财经学院，广西 南宁 530004)

一、引言

对外贸易是连接中国与世界的重要纽带，在实现中国全方位高质量发展过程中，更需要将片面追求数量增长的贸易方式向追求结构优化的质量增长贸易方式转变，而这就需要借鉴国内外成熟的区域合作方式，在基于文化认同的经济圈合作基础上，追求区域经济的高质量发展。国内较为成熟的区域经济合作以及国际上的一些自由贸易区的合作都是基于文化认同的基础上。在中国与“一带一路”沿线国家的合作过程中，文化认同的推进显得尤为必要。文化认同不但可以促进自由贸易区合作的紧密性，而且能够实现文化贸易的深入合作，推动中国文化产品出口的长期稳定发展。中国如何从文化产品出口大国转变为文化产品出口强国，可以从文化认同的角度突破，克服产品出口的种类与数量在出口总贡献比重的不均衡问题。

本文基于Nicolas et al.(2010)的模型，采用中国文化产品出口HS-6位数，分析文化认同对中国文化产品出口的二元边际结构的影响机理，努力为中国文化产品出口的波动增长提供经验证据，为应对外部环境变化冲击，促进文化贸易稳定与长期的合作提供政策意见。文章边际贡献主要体现在以下两个方面：第一，基于前人的研究，界定了文化认同的概念，并用孔子学院及汉语的使用作为中华文化认同的测度指标，建立文化认同影响中国文化产品出口的二元边际计量模型。第二，以文化认同角度作为研究切入点，将贸易联系持续期纳入研究框架中，深入探析文化认同对中国文化产品出口的二元边际影响，研究角度较新颖。

二、文献综述与研究假说

(一)文献综述

1.文化认同

李建平(2007)指出文化认同是在长期历史发展过程中，不同民族、国家、区域所形成的一种共同的文化心态。而本文认为文化认同应是在承认世界文化多样化发展的基础上，在彼此尊重、彼此包容的环境下肯定各国独特的文化，通过文化贸易与产业合作实现创新发展，推动世界文明的交流与进步。

当前，大部分学者主要从文化距离(Linders et al.,2005；Lankhuizen et al.,2009；郭新茹 等,2018)、文化差异(王洪涛，2014)、文化折扣(Kogut et al.,1988)、文化交融(刘洪铎 等,2016)、文化亲近(臧新 等,2012)、语言文化(俞路，2017)等文化因素对文化产品出口数量的影响进行研究，文化认同角度的研究相对较少。宋姗姗等(2018)认为基于文化认同的文化圈合作是具有一定文化共性的地区或国家开展的区域合作。Straubhaar et al.(1991)采用贸易伙伴国家的第二语言为中文作为衡量是否与中国存在文化认同的虚拟变量，研究发现国家之间拥有相似的宗教信仰对文化贸易具有正向促进作用。国内近两年也有学者从文化圈角度提出打造东亚文化圈以实现“一带一路”沿线东北亚走廊的深入研究与发展(刘丹,2019)。此外，还有从其他影响因素如消费需求偏好(霍步刚,2008)及消费成瘾性(胡渊 等，2015)等对文化贸易出口进行研究。

2.文化产品出口二元边际

杨连星等(2016)从文化产品与国家关系对的平均出口额角度对文化产品的集约边际进行定义，从文化产品出口额与国家关系对的数量对文化产品的拓展边际进行定义。而本文将文化产品出口拓展边际(extensive)界定为任何一年内中国文化产品出口种类-出口国家关系对的数量；集约边际(intensive)界定为任何一年内中国文化产出口量-国家关系对的平均出口额。

在文化产品出口二元边际的影响方面，现有研究主要从国家、企业等角度展开。Felbermayr et al.(2006)认为新的国家贸易伙伴有助于贸易的增长。Alberto et al.(2008)研究发现已有贸易合作伙伴国家产品贸易数量上的增长(集约边际)是促进贸易发展的关键因素，而新的合作国家在新市场上出口产品的增加(拓展边际)对于发展中国家的出口作用越来越大。邵军(2011)用生存分析方法及COXPH模型研究二元边际贸易持续期的影响因素。施炳展(2010)认为中国出口的迅速增长主要基于产品种类及数量增长，受价格影响程度较小。钱学锋等(2010)从企业微观角度研究认为，无论是多边贸易还是双边贸易，是集约边际让中国实现了持续的增长。而国外早期研究学者认为拓展边际对一国的贸易增长有着重要的意义，如David et al.(2005)研究发现拓展边际有助于提高工人的实际收入。可以说，在世界多文化交流融合的背景下研究中国与贸易伙伴国家的文化认同对文化产品出口二元边际的影响尚有极大的研究空间及研究价值。

(二)研究假说

1.文化认同有利于促进区域文化产品出口二元边际的稳定增长

文化认同质性(homogeneity)越高的国家，其合作的深度和广度越大(Keohane et al.,2000)。Guiso et al.(2009)讨论了国家之间的文化偏见对国际信任、贸易和投资的不良影响。通过经济纽带开展的国际合作可以结成利益共同体，但通过价值观念、人文传统等纽带可以结成价值观共同体。利益共同体将随着共同利益的消失而解体，而价值观共同体则可长久存在(刘宗义，2012)。在过往研究中，曲如晓等(2016)发现孔子学院对文化产品出口平均增加值有较显著的影响作用；樊琦等(2017)基于中国1996—2013年文化贸易数据进行实证分析，研究结果显示汉语言的使用对部分核心文化产品出口的二元边际具有积极作用。国外研究学者Straubhaar et al.(1991)认为语言相近有利于降低贸易成本，促进贸易数量的增长。Hanson et al.(2011)研究美国电影出口的集约边际(数量)时，发现语言越不相通，出口数量越少。因此，本文提出：

假说

1

：

以孔子学院与汉语言的使用为代理变量的文化认同有助于推动文化产品出口二元边际增长。

2.文化认同通过贸易联系持续时间影响文化产品出口二元边际

杨连星等(2016)研究贸易联系持续期对中国文化产品出口二元边际的影响，结果表明贸易联系持续期可以降低文化的贸易成本，但其与文化产品出口拓展边际之间显著负相关。杨连星等(2020)采用1996—2016年中国文化产品出口数据及世界观的调查数据研究文化特征与文化贸易联系持续时间的关系，发现文化特征对贸易影响越大，贸易联系持续期越长，文化特征对贸易二元边际影响也越积极。从文献的梳理可知，文化特征会影响贸易联系持续时间，而贸易的联系持续时间会影响文化产品出口二元边际，因此提出：

假说

2

：

文化认同会通过文化贸易联系持续时间进而影响文化产品出口二元边际。

三、研究设计

(一)二元边际的测度

文化产品出口二元边际的测度公式具体如下：

(1)

(二)模型设计

1.计量方程

借鉴Nicolas et al.(2010)的模型，本文设计如下的文化出口二元边际模型方程：

Margin=β+βX+βLD+βGDP+βPS+βPPP+

βGT+βTF+δ+∂+μ

(2)

其中：Margin是中国对“一带一路”沿线63个国家的文化产品出口的二元边际；X是文化认同的核心变量，包括孔子学院(CT)及汉语言的使用(LC)；控制变量包括LD、GDP、PS、PPP、GT、TF，分别代表是否为临海国、经济规模、总人口、人均国民生产总值、GDP增长率、贸易自由度；δ表示出口文化产品种类-年份的虚拟变量，涵盖了模型中未能观测到的要素；∂表示出口目的国与文化产品种类的虚拟变量，控制了中国对63个“一带一路”沿线出口目的国文化产品的固定效应；μ表示随机扰动项。

(三)数据选择及变量说明

1.核心解释变量

孔子学院：孔子学院向世界传播具有千年历史的儒家文化。本文的孔子学院用虚拟变量表示，若合作伙伴国建有孔子学院用“1”表示，否则用“0”表示，该变量借鉴彭雪清等(2019)的研究。

汉语言的使用：Combes et al.(2005)通过建立文化差异化模型进行实证分析，结果表明贸易伙伴国家之间具有共同语言有助于贸易开展。中国与“一带一路”沿线国家之间开展贸易，汉语言的使用有助于提升中国与贸易伙伴国家的文化贸易出口品质。文章用虚拟变量表示汉语言的使用，“一带一路”沿线使用汉语言的国家用“1”表示，否则为“0”。

2.被解释变量

从产品角度分析，依据Kang(2005)、Melitz(2008)等的研究，本文的集约边际(intensive)指2008—2018年中国与63个“一带一路”沿线国家对的文化产品平均出口数据；拓展边际(extensive)是中国与63个“一带一路”沿线国家出口产品-国家关系对数目。

3.控制变量

经济规模(LnGDP)：Lawless(2010)采用GDP的绝对值来衡量贸易各国的经济规模,按照经济理论，市场规模越大越有利于出口具有优势的产品到目的地国家。本文选取63个“一带一路”沿线国家的GDP数据，并将其取对数的形式。

总人口(LnPS)：韦永贵等(2018)认为国家总人口数是衡量文化贸易伙伴国的文化消费规模的一个重要水平。考虑到人口数据较大，本文采用对数形式。

临海国(LD)：临海国家与其他国家开展贸易相对有优势，可以降低一定的贸易成本。而非临海且被内陆包围的国家与其他国家开展贸易付出的贸易成本将会较高(邵军，2011)。

人均国民生产总值(LnPPP)：一个国家的人均国民生产总值是衡量国家生产力的标志，对于文化产品与服务的消费需要有创造生产能力，才能实现文化的消费。

GDP增长率(GT)：本文借鉴过往文献研究将GDP增长率作为衡量一个国家文化消费的潜力。

贸易自由度(TF)：文化贸易与国家的市场开放度紧密相关。本文用美国全球遗产数据库的自由贸易系数来衡量63个“一带一路”沿线国家市场的开放度。

4.中介变量

贸易联系持续时间(Time)：陈勇兵等(2012)认为贸易联系持续时间是研究贸易动态的新视角，贸易联系持续时间可以降低贸易二元边际的成本。

(四)数据来源及描述性统计

中国对63个“一带一路”沿线国家的文化产品出口数据主要源于联合国数据库；孔子学院数据源于国家汉语国际推广领导小组办公室官网；汉语言的使用数据主要源于CEPII数据库；中国及“一带一路”沿线国家的GDP数据和人口等数据源于世界银行官网。本文剔除GDP、人口等变量的缺失值、零值数据，最终变量描述性统计如表1所示。

表1 描述性统计

四、实证分析

文章在稳健性检验部分借鉴杨连星等(2020)的做法，基于双向固定效应回归(Two-way FE)控制个体效应和时间效应。文化认同的建设程度年变化率相对文化产品出口年均变化率要小，但是文化传播交流、文化投资及孔子学院等机构的建设推进有利于扩大文化产品的出口，而同时文化贸易的发展也会推动文化认同的建设。两者的逆向因果关系可能会产生内生性问题，这里采用两步系统动态GMM方法进行稳健性检验。同时，区域自由贸易合作进程的影响可能会造成不同时间段人文交流进展不同，文化认同程度的变化可能对中国文化产品出口二元边际产生影响，因此有必要进行时变性检验。此外，在“一带一路”沿线国家中，由于不同地理区域位置及文化传播历史的影响，在“丝绸文化”传播路上各个国家的文化认同程度不一样，所以异质性分析研究也是必要的。根据上述理论分析，本文将采用逐步检验回归系数法检验贸易联系持续时间(Time)的中介效应，深入分析孔子学院(CT)及汉语言的使用(LC)所代表的文化认同是如何通过影响贸易联系的持续时间(Time)从而促进文化产品出口二元边际增长的机理。

(一)文化认同对文化产品出口二元边际的影响

表2的列(1)、列(2)分别表示孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)对中国文化产品出口二元边际的影响，结果显示孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)在1%置信水平下均显著为正。列(3)是两者共同对中国文化产品出口的二元边际影响，即文化认同对文化产品出口二元边际的影响，实证结果证明文化认同有助于推动中国文化产品出口的集约边际增长。但是当汉语言的使用和以孔子学院代表的儒家文化放在一起进行回归分析时，汉语言的使用对文化产品出口集约边际的影响显著性减弱，其对文化出口二元边际影响未达到孔子学院的正向影响水平。这也与现实符合，因为中国对“一带一路”沿线国家的汉语言传播主要随着孔子学院的开办及文化语言课程的开设和培训才逐渐展开。除此，贸易对象国的经济规模(LnGDP)、总人口(LnPS)和人均国民生产总值(LnPPP)对于中国文化产品出口也具有显著的正向影响作用。

表2 文化认同对文化产品出口集约边际的影响

表3中的列(1)、列(2)将文化认同的两个代理变量分别进行回归，结果表明孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)对中国文化产品出口的拓展边际在1%统计水平上均显著正相关。而孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)二者共同对文化产品出口拓展边际也具有显著的正向影响，这证明文化认同有利于促进中国文化产品出口的拓展边际增长。综上，研究假说1得到验证。

表3 文化认同对文化产品出口拓展边际的影响

(二)时变性检验

本文以大约5年为一个时间段进行分段时间固定回归，尽量排除阶段性政策等因素的干扰，检验文化认同对中国文化产品出口二元边际是否有动态影响。回归检验结果见表4,其中列(1)表示2008—2013年中国文化产品出口集约边际的双向固定效应回归，列(2)表示2008—2013年中国文化产品出口拓展边际的双向固定效应回归，列(3)表示2014—2018年中国文化产品出口集约边际的双向固定效应回归，列(4)表示2014—2018年中国文化产品出口拓展边际的双向固定效应回归。列(2)和列(4)显示孔子学院(CT)对中国文化产品出口的拓展边际影响的显著性水平大幅提升。2008—2013年汉语言的使用(LC)对中国文化产品出口集约边际影响并不显著，但2014—2018年汉语言的使用(LC)对中国文化产品出口集约边际的正向影响逐渐增强，这说明汉语言的使用有助于提升文化产品出口数量，并且其积极作用会随着时间推移而不断增强。

表4 分时段固定回归检验

(续表4)

(三)异质性检验

回归分析显示孔子学院及汉语言的使用组成的文化认同与中国文化产品出口二元边际显著正相关。然而“一带一路”沿线主要国家涉及范围广泛，地域文化多姿多彩，孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)是否对于不同区域的文化产品出口二元边际的影响都一样显著呢？这需要进一步通过异质性检验。

分区域的样本回归检验结果见表5，其中列(1)表示中国对东盟国家的文化产品出口集约边际的双向固定效应回归，列(2)表示中国对东盟国家的文化产品出口拓展边际的双向固定效应回归，列(3)表示中国对“一带一路”非东盟国家的文化产品出口集约边际的双向固定效应回归，列(4)表示中国对“一带一路”非东盟国家的文化产品出口拓展边际的双向固定效应回归。

表5 分区域样本回归检验

列(1)显示东盟10国以孔子学院(CT)为代表的儒家文化对中国文化产品出口集约边际的正向影响系数在5%统计水平上显著，这与钱学锋等(2010)的研究结论中国出口主要是基于集约边际相一致；而汉语言的使用(LC)对中国出口到东盟国家文化产品集约边际并不显著。但列(2)表明汉语言的使用(LC)对中国出口到东盟国家文化产品拓展边际的正向影响在5%统计水平上显著。2008—2018年，中国与东盟的贸易合作迅速增长，主要体现在货物贸易数量上的增长，而在贸易产品种类上的增加比重相对较小。因此需要重视汉语言的使用对文化产品出口拓展边际的影响，发挥汉语言的积极作用，推动更多文化产品种类出口到东盟国家。

列(3)与列(4)结果表明孔子学院(CT)对中国文化产品出口的集约边际与拓展边际的影响都十分显著，但是汉语言的使用(LC)对中国文化产品出口到“一带一路”沿线非东盟国家的文化产品的集约边际与拓展边际都不显著。这个结论与事实相符合，目前中国与“一带一路”沿线国家的贸易官方语言主要是英语，汉语言的使用相对较少。表5回归结果还表明，贸易伙伴国家地理位置是否临海(LD)，对中国向“一带一路”沿线国家出口文化产品的集约边际显著相关，对中国与“一带一路”沿线非东盟国家的文化产品拓展边际也有积极的正向影响。因此中国要改善文化贸易品质结构可以优先从临海贸易伙伴国家着手，其在文化创新和文化包容上可能有更大的潜力。

(四)稳健性检验

本文的解释变量是孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)为主要代表的文化认同，被解释变量是中国文化产品出口的二元边际，在上述模型回归中很可能本身包含内生解释变量，为此需要进一步进行稳健性检验。这里借鉴谢孟军(2017)采用两步系统动态CMM法。表6显示文化认同与拓展边际具有显著的相关性；而对于集约边际的影响，孔子学院(CT)较显著，汉语言的使用(LC)则不显著。去掉控制变量后，文化认同对文化产品出口的拓展边际影响系数更大。表6的回归检验表明，以孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)为主要代表的文化认同在某种程度上对于中国文化产品出口的集约边际与拓展边际均具有一定的正向影响，这与上述主要研究结论相一致。

进一步，文化认同是否与贸易联系的持续期(Time)有关进而影响到文化产品的长期出口？答案若肯定，是对文化产品出口的集约边际还是拓展边际影响更加显著？这两个问题将引导本文进一步深入研究文化认同与中国文化产品出口二元边际背后的影响机制原理。

表6 两步系统动态GMM回归

五、影响机制检验

所谓贸易联系持续时间(Time)是指某种产品从进入一个市场到退出该市场的持续时间，中间是没有间断的(Besedeš et al.,2006)。考虑到实践中两国之间的文化贸易产品经常是先进入然后又很快退出，然后又进入又退出这种反复的现象较多，因此贸易持续期的选取基于联合国有关文化贸易出口数据统计标准，以产品最后一次进入直到退出市场的时间为该种类的文化产品贸易持续时间。由于不同类型数据会对贸易持续期的分析结论具有不同的影响，一般分类标准越宽泛，所包含的产品种类就越丰富，每一类出现贸易持续时间的概率也越大(Besedeš et al.,2006)。如果分类过于细，虽然可以反映较多的贸易动态变化，但频繁调整分类标准也不利于研究进展。

根据前人的研究，本文尝试探究孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)为代表的文化认同如何影响中国对“一带一路”沿线国家的文化产品出口二元边际的内部机理，中介效应分析为回答这个问题提供了可能性。具体地说，如果文化认同通过贸易持续期来影响中国文化产品出口二元边际，那么变量贸易持续期就是中介变量，而该变量发挥的作用就是中介效应。本文采用逐步检验回归系数法进行中介效应检验。逐步检验回归系数法的检验力在所有检验方法中是最弱的(Mackinnon et al.,2002)。如果能用逐步检验回归系数法检验出变量之间的中介效应，那方法自身检验力弱的问题就不成问题了(温忠麟 等，2014)。 中介效应检验步骤如下：

首先，直接检验自变量孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)为代表的文化认同对因变量中国文化产品出口二元边际的效应，即上述模型(1)的系数β。

其次，检验自变量对中介变量贸易持续时间的关系。本文在确定以孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)为代表的文化认同影响中国对“一带一路”沿线国家的文化产品出口的前提下，将文化认同作为自变量，贸易持续时间作为因变量，构建计量模型方程(3)，分析文化认同影响中国文化产品出口二元边际的传导机制：

(3)

最后，控制中介变量贸易持续时间后，检验自变量孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)和中介变量贸易持续时间(Time)的系数。本文在模型(1)基础上增加对贸易持续时期(Time)的控制，形成如下计量模型方程(4)：

(4)

根据表7的中介效应检验结果，孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)与文化产品出口二元边际显著相关，尤其是增加了中介变量贸易联系持续时间(Time)后。但是汉语言的使用(LC)与文化贸易联系持续期(Time)却呈现负的相关性，这说明汉语言的使用越深入，不同类别的文化贸易产品的贸易联系持续期越短，这与邵军(2011)研究发现相似。中国贸易出口持续时间的中值和均值分别是2年和2.84年，中国贸易出口中50%的产品贸易联系持续期都没有超过两年。连续10年以上的中国文化产品出口数据统计显示，文化产品进入到市场，大部分情况下难免出现类似反反复复进入退出的现象，这与市场供需关系紧密相关。对于一种新类别的产品而言，这可能是一种很好的试错机会，产品通过多次进入又反复退出进行调试，生产者也需要一定的时间来调整产品的设计包装以更好地适应国际市场需求，直到最终被目的国消费者接受。

在中介效应检验过程中，对贸易联系持续期(Time)进行控制后，研究结果显示，贸易联系的持续时间与中国文化产品出口的二元边际的相关性很显著，这与学者杨连星等(2016)研究得出的贸易联系持续期只与文化产品出口集约边际显著相关的结论并不完全一致。前文理论分析表明，贸易联系持续期应该对于文化产品出口的拓展边际即文化产品结构的调整、产品种类的增加有着密切的相关性，而加入贸易联系持续期(Time)后，回归结果证实了贸易联系的持续时间与文化产品出口的拓展边际显著相关。总体上，中介效应是显著的。

表7 中介效应检验结果

六、结论与政策含义

本文采用2008—2018年中国对“一带一路”沿线国家核心文化产品出口数据，基于Nicolas et al.(2010)的模型进行研究分析，实证检验表明：第一，以孔子学院(CT)、汉语言的使用(LC)为代表的文化认同有助于推动中国文化产品出口的二元边际增长；时变性检验得出汉语言的使用(LC)对文化产品出口集约边际的影响随着时间的推移逐渐显著；异质性检验表明汉语言的使用(LC)对中国向东盟国家文化产品出口拓展边际具有显著的正向影响。第二，贸易伙伴国家的市场潜力及市场规模对文化产品出口二元边际影响都很显著，而贸易伙伴国家地理位置是否临海和中国向“一带一路”沿线非东盟国家文化产品出口拓展边际显著正相关。第三，文化认同对“一带一路”沿线非东盟国家的影响主要体现在中国文化产品出口的结构种类上。第四，文化认同通过贸易联系持续时间进而影响文化产品出口二元边际，且贸易联系持续时间对于文化产品出口的结构影响也很显著。

文化认同对中国文化产品出口的二元边际具有显著的积极作用，因此有必要改善文化产品出口结构以缓解外部冲击对贸易的影响，这对贸易结构改革具有重要的参考意义。随着“一带一路”倡议的推进，中国与“一带一路”沿线国家的贸易联系越来越紧密，面对诸多不确定性的外部冲击，为确保中国文化产品出口的持续稳定，可以从以下几方面着手：一是调整出口贸易联系的持续时间来提升出口拓展边际，缓解外部冲击对贸易的消极影响；二是不拘泥于合作贸易伙伴国家的大小，积极加快扩大中国文化产品出口；三是优先加强与“一带一路”沿线临海国家的文化贸易合作，推动文化贸易产品种类的丰富与产品的创新。

本文还存在一定的局限性，文化认同对中国文化产品出口的二元边际影响的途径不止贸易联系的持续时间，文化认同的核心代理变量也可能继续随着研究对象的变化而变得更加丰富，这些也将为后续研究提供参考。