鄭 義 周 磊 戴永務(wù)

(福建農(nóng)林大學(xué) 1.管理學(xué)院 2.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350002)

文化產(chǎn)品出口的空間溢出效應(yīng)研究
——基于文化空間的視角

鄭 義1周 磊2戴永務(wù)1

(福建農(nóng)林大學(xué) 1.管理學(xué)院 2.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350002)

先從理論上分析文化產(chǎn)品出口在文化空間上的內(nèi)生交互作用和外生交互作用，接下來基于文化距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，運(yùn)用空間面板杜賓模型測(cè)算2007—2014年43個(gè)國家或地區(qū)(正文統(tǒng)稱為國家)的文化產(chǎn)品出口在文化空間上的溢出效應(yīng)，最后采用兼顧文化距離和地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣區(qū)分地理空間和文化空間的溢出效應(yīng)。結(jié)果表明：文化鄰近國家間文化產(chǎn)品出口的內(nèi)生交互作用并不顯著；雖然外生交互作用中的教育指數(shù)有顯著的正向空間溢出效應(yīng)，但人均GDP、GDP、信息和通訊技術(shù)存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，所以外生交互作用以負(fù)向空間溢出效應(yīng)為主；在內(nèi)生交互作用和外生交互作用的共同作用下，文化鄰近國家之間的文化產(chǎn)品出口存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

文化產(chǎn)品；出口貿(mào)易；空間面板數(shù)據(jù)模型；文化距離；嵌套空間權(quán)重矩陣

一、引言與文獻(xiàn)綜述

自2008年世界金融危機(jī)以來，國際格局發(fā)生了深刻復(fù)雜的變化，國與國之間的競爭越來越成為政治、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化等多方面緊密交織的全方位競爭。文化產(chǎn)業(yè)作為綠色產(chǎn)業(yè)、朝陽產(chǎn)業(yè)和民生產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)品既具有經(jīng)濟(jì)屬性和精神屬性，也具有意識(shí)形態(tài)屬性，發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)成為當(dāng)前中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重要支點(diǎn)、滿足人民群眾精神文化需求的關(guān)鍵途徑和增強(qiáng)國家軟實(shí)力的必然要求，具有重要的經(jīng)濟(jì)意義、社會(huì)意義和政治意義。因此，自中國共產(chǎn)黨十七大會(huì)議決議首次明確提出“大力發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)”以來，發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)不斷地被強(qiáng)調(diào)和關(guān)注?！笆濉币?guī)劃綱要更是提出，要實(shí)現(xiàn)“文化產(chǎn)業(yè)成為國民經(jīng)濟(jì)支柱性產(chǎn)業(yè)，中華文化影響持續(xù)擴(kuò)大”的目標(biāo)。而實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的關(guān)鍵是實(shí)施文化“走出去”戰(zhàn)略，積極開拓國際文化市場。為此，影響文化產(chǎn)品出口和國際競爭力的相關(guān)因素受到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注(周升起 等，2013)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從文化產(chǎn)品的普通商品屬性和獨(dú)特的文化特征兩個(gè)角度出發(fā)，以此研究文化產(chǎn)品出口的影響因素。基于普通商品屬性角度，是從傳統(tǒng)貨物貿(mào)易研究發(fā)展而來的，主要關(guān)注 GDP、人均GDP、勞動(dòng)力素質(zhì)、寬帶基礎(chǔ)設(shè)施、地理距離、共同邊界、殖民關(guān)系、自由貿(mào)易協(xié)定、匯率等傳統(tǒng)出口貿(mào)易決定因素的影響(White et al.，2008；臧新 等，2012；邵軍 等，2013；蒙英華 等，2015)。但這些因素主要作為控制變量出現(xiàn)，而更多的研究文獻(xiàn)則是從文化特征角度出發(fā)，分析文化距離、文化親近、文化折扣、孔子學(xué)院等文化特征變量對(duì)文化產(chǎn)品雙邊貿(mào)易的影響。部分研究認(rèn)為，不同的文化特征會(huì)抑制雙邊文化產(chǎn)品貿(mào)易(Marvasti et al.,2005；Fu et al.,2010；臧新 等，2012；曹麥 等，2013；許陳生 等，2013；邵軍 等，2014)。例如，Tadesse et al.(2013)的研究結(jié)論表明，文化距離抑制了美國各州對(duì)73個(gè)國家及地區(qū)的文化產(chǎn)品出口；劉楊等(2013)認(rèn)為，文化距離對(duì)OECD國家文化產(chǎn)品雙邊出口貿(mào)易有顯著的負(fù)面影響。另一部分研究則認(rèn)為，不同的文化特征會(huì)促進(jìn)雙邊文化產(chǎn)品貿(mào)易。例如，Holloway(2014)發(fā)現(xiàn)，文化距離的存在會(huì)減少美國與其貿(mào)易伙伴的雙邊貿(mào)易總量，但對(duì)文化產(chǎn)品的貿(mào)易量有促進(jìn)作用；Lankhuizen et al.(2011)在控制了進(jìn)出口國的人均GDP差距后發(fā)現(xiàn)，文化距離對(duì)出口有顯著的正面影響；汪穎等(2014)的研究結(jié)論表明，文化距離對(duì)中國與35個(gè)主要國家文化產(chǎn)品出口貿(mào)易有顯著的促進(jìn)作用。還有一部分觀點(diǎn)認(rèn)為，不同的文化特征與文化產(chǎn)品雙邊貿(mào)易存在非線性關(guān)系。例如，Moon et al.(2015)、Moon et al.(2016)都發(fā)現(xiàn)，文化距離與美國電影出口呈U型曲線關(guān)系；王洪濤(2014)認(rèn)為，文化差異與中國創(chuàng)意產(chǎn)品出口之間存在著非線性的水平S型曲線關(guān)系。綜上所述，雖然以上研究的結(jié)論存在差別，但這些研究的出發(fā)點(diǎn)和結(jié)論都說明：兩國的不同文化特征是影響文化產(chǎn)品雙邊貿(mào)易的關(guān)鍵因素。

目前的研究主要關(guān)注不同文化特征對(duì)雙邊貿(mào)易流量的影響，然而一些零散現(xiàn)象和典型化事實(shí)卻表明：國家間的文化產(chǎn)品出口在文化空間維度上存在關(guān)聯(lián)性，一國文化產(chǎn)品出口對(duì)文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口具有負(fù)向或正向的溢出效應(yīng)。例如，中韓同屬東亞儒家文化圈，文化差異和文化產(chǎn)品的差異較小：一方面，以電視劇、流行音樂和綜藝節(jié)目為代表的韓國流行文化的繁榮，擠壓了中國文化產(chǎn)業(yè)的國際發(fā)展空間，但使歐美市場更加關(guān)注亞洲的娛樂產(chǎn)品，這反而有利于中國文化產(chǎn)品開拓歐美市場；另一方面，受到韓國娛樂市場和生態(tài)產(chǎn)業(yè)鏈的吸納，韓庚、吳亦凡、鹿晗等中國藝人在韓國出道，阿里巴巴、騰訊等中國企業(yè)投資韓國娛樂公司，雖然導(dǎo)致中國娛樂文化產(chǎn)品國際競爭力要素稟賦流失，但在此過程中國的文化產(chǎn)業(yè)也學(xué)習(xí)了韓國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的成功經(jīng)驗(yàn)。然而，在研究文化產(chǎn)品出口過程中，傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法假設(shè)國家間的文化產(chǎn)品出口相互獨(dú)立，從而忽視了文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口的空間相關(guān)性，可能會(huì)導(dǎo)致有偏、非一致或無效的估計(jì)結(jié)果(張可云 等，2016)。

為了識(shí)別空間溢出效應(yīng)問題和解決空間相關(guān)性導(dǎo)致的估計(jì)難題，空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)展出了一套比較成熟的模型設(shè)定、參數(shù)估計(jì)和模型檢驗(yàn)的方法解決以上兩個(gè)難題?，F(xiàn)有應(yīng)用主要集中于物理空間維度和經(jīng)濟(jì)空間維度的空間溢出效應(yīng)等方面(劉霞 等，2014；徐春華 等，2016)，也有少數(shù)學(xué)者運(yùn)用嵌套空間權(quán)重矩陣研究涵蓋地理因素和經(jīng)濟(jì)因素的空間溢出效應(yīng)(張征宇 等，2010)。但目前研究貿(mào)易經(jīng)濟(jì)在文化空間維度溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)極少。董曉松等(2013)基于省市是否屬于同一個(gè)文化亞區(qū)構(gòu)建二元連接空間權(quán)重矩陣，考察了數(shù)字內(nèi)容產(chǎn)品擴(kuò)散的空間溢出效應(yīng)。地區(qū)間的文化鄰近也是由于地理位置鄰近而產(chǎn)生的，所以不同時(shí)考慮地理空間維度的空間溢出效應(yīng)可能會(huì)高估文化空間維度的空間溢出效應(yīng)。

基于此，本文在分析文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口貿(mào)易相互影響的基礎(chǔ)上，借鑒Hofstede(2001)的文化距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，運(yùn)用空間面板杜賓模型研究文化產(chǎn)品出口貿(mào)易在文化空間維度上的溢出效應(yīng)；同時(shí)采用兼顧文化距離和地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣，區(qū)分文化產(chǎn)品出口貿(mào)易在文化空間維度和地理空間維度的溢出效應(yīng)。

二、文化產(chǎn)品出口空間相關(guān)的影響機(jī)制

一般商品在不同國家間存在空間關(guān)聯(lián)性，國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就是空間關(guān)聯(lián)性的重要表現(xiàn)形式。與一般商品相比，文化產(chǎn)品的多重屬性削弱了地理距離等物理維度的空間關(guān)聯(lián)性，放大了文化距離等文化維度的空間關(guān)聯(lián)性。根據(jù)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，一國文化產(chǎn)品出口主要通過內(nèi)生交互作用和外生交互作用影響文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口(Elhorst，2014)。內(nèi)生交互作用又被稱為因變量的空間交互作用，是指國家A的文化產(chǎn)品出口直接影響文化鄰近國家B的文化產(chǎn)品出口；外生交互作用又被稱作自變量的空間交互作用，是指國家A文化產(chǎn)品出口的決定因素影響文化鄰近國家B的文化產(chǎn)品出口。無論是內(nèi)生交互作用還是外生交互作用，都可能會(huì)對(duì)文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口產(chǎn)生正向或負(fù)向的作用效果。由此可知，文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口空間相關(guān)的作用機(jī)制包含以下四個(gè)方面：

第一，內(nèi)生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。主要體現(xiàn)在：一國的文化產(chǎn)品出口在國際市場上會(huì)對(duì)文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口產(chǎn)生擠出效應(yīng)。如圖1所示，當(dāng)國際市場需求曲線為D、國際市場供給曲線為S1時(shí)，國際市場價(jià)格為P1，此時(shí)A國文化產(chǎn)品的出口額為Q2-Q1。當(dāng)A國的文化鄰近國家增加文化產(chǎn)品出口，國際市場供給曲線從S1移動(dòng)到S2，國際市場價(jià)格變動(dòng)為P2，A的文化產(chǎn)品出口變?yōu)镼4-Q3，顯然A國文化產(chǎn)品出口下降了。兩國文化產(chǎn)品的差異性會(huì)隨著國家間文化差異的減小而縮小，兩國的文化產(chǎn)品在國際市場上的競爭也隨之變得更加激烈：即兩國文化差異越小，一國文化產(chǎn)品在國際市場上對(duì)另一國文化產(chǎn)品的擠出效應(yīng)越明顯。

圖1文化臨近國家文化產(chǎn)品出口的擠出效應(yīng)

第二，內(nèi)生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)。內(nèi)生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)學(xué)根源是文化產(chǎn)品消費(fèi)的網(wǎng)絡(luò)外部性。網(wǎng)絡(luò)外部性，是指一種產(chǎn)品對(duì)用戶的價(jià)值隨著采用相同產(chǎn)品或可兼容產(chǎn)品的用戶數(shù)量增加而增大的現(xiàn)象。消費(fèi)者可以通過分享、交流文化產(chǎn)品價(jià)值的體驗(yàn)和感受，以獲得額外的效用，所以購買同一文化產(chǎn)品的消費(fèi)者越多，消費(fèi)者可以獲得的額外效用也越大，即文化產(chǎn)品消費(fèi)具有網(wǎng)絡(luò)外部性。一國的文化產(chǎn)品與文化鄰近國家的文化產(chǎn)品在一定程度上是可兼容的，一國文化產(chǎn)品在國際市場上的價(jià)值會(huì)隨著文化鄰近國家文化產(chǎn)品國際市場用戶的增加而增加。因此，文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口在國際市場上存在相互帶動(dòng)的效應(yīng)。

第三，外生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。外生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)學(xué)根源是區(qū)域經(jīng)濟(jì)的虹吸效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)學(xué)上的虹吸效應(yīng)，是指一地區(qū)憑借特定區(qū)位優(yōu)勢(shì)形成強(qiáng)大吸引力，會(huì)將其他地區(qū)的資金、人才等資源吸引過來，從而減緩了被吸引地區(qū)的發(fā)展。人才、資金等要素是決定一國文化產(chǎn)品國際競爭力的關(guān)鍵因素。由于文化產(chǎn)品出口強(qiáng)國文化生態(tài)、文化條件和文化機(jī)會(huì)更為優(yōu)越，國際文化人才和國際文化投資會(huì)不斷涌入，尤其是對(duì)相近文化國家中的文化人才吸引力更強(qiáng)。因此，文化鄰近國家之間的虹吸效應(yīng)，使得國際文化人才和國際文化投資向核心國家聚集，非核心國家可能會(huì)面臨人才流失和投資不足的問題，從而抑制文化產(chǎn)品的出口。

第四，外生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)。外生交互作用下的正向溢出效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)學(xué)根源是文化鄰近國家間的模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)。根據(jù)后發(fā)優(yōu)勢(shì)理論，模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)是指后發(fā)國家可以通過技術(shù)模仿、生產(chǎn)組織方式模仿、管理模仿、制度模仿等方式學(xué)習(xí)，以更快獲得成本下降，從而取得比較優(yōu)勢(shì)。制度、組織管理、技術(shù)等是形成文化產(chǎn)品國際競爭力的“軟條件”，模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)可通過制度模仿、技術(shù)模仿等方式習(xí)得，但不同的文化環(huán)境會(huì)制約制度模仿和技術(shù)模仿，而文化鄰近國家之間的文化差異較小，相互模仿學(xué)習(xí)的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)、成本更低、成功的機(jī)率也更高。

綜上所述，可將文化產(chǎn)品出口在文化維度上空間相關(guān)影響機(jī)制進(jìn)行總結(jié)，具體見表1，有充足的理由可以得如下推論：國家間的文化產(chǎn)品出口會(huì)影響文化距離形成空間相關(guān)關(guān)系，而這將導(dǎo)致傳統(tǒng)計(jì)量模型出現(xiàn)有偏、非一致或無效等估計(jì)結(jié)果。

表1 文化產(chǎn)品出口空間相關(guān)的作用路徑

三、空間模型設(shè)定與探索性數(shù)據(jù)分析

(一)空間模型設(shè)定

為了解決忽略空間相關(guān)性所導(dǎo)致的估計(jì)問題，空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)將因變量之間的內(nèi)生交互作用、不同個(gè)體干擾項(xiàng)之間的交互作用和自變量之間的外生交互作用引入傳統(tǒng)線性面板數(shù)據(jù)回歸模型，并分別對(duì)應(yīng)構(gòu)建空間計(jì)量中的空間滯后模型(SAR模型)、空間誤差模型(SEM模型)和空間杜賓模型(SDM模型)。

(1)非空間模型。傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型為：

Y=Xβ+ε

(1)

其中：Y是nt×1維的因變量矩陣；X是nt×k維自變量矩陣；β是k×1維的待估計(jì)參數(shù)；ε是nt×k維的擾動(dòng)項(xiàng)，且ε～N(0,σ2INT)，即ε服從均值為0、方差為σ2的獨(dú)立同分布。此時(shí)，利用普通最小二乘法可得到無偏估計(jì)量。然而，當(dāng)個(gè)體的某種屬性值與鄰近個(gè)體的某種屬性值相關(guān)，即存在空間相關(guān)性時(shí)，此時(shí)將違反樣本獨(dú)立性假設(shè)，由于傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型的參數(shù)估計(jì)有偏，統(tǒng)計(jì)推斷將不再有效。

(2)空間滯后模型?？臻g滯后模型反映的是因變量的空間相關(guān)性，具體設(shè)定模型形式如下：

Y=ρ(IT?WN)Y+Xβ+ε

(2)

其中：?是Kronecker乘積；WN是n×n維的空間權(quán)重矩陣；IT是t維的單位矩陣；ρ是待估計(jì)的空間滯后參數(shù)；ρ(IT?WN)Y為空間滯后項(xiàng)，表示影響機(jī)制中的內(nèi)生交互作用；其他參數(shù)等同于傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型。若ρ顯著為0，則不同國家的文化產(chǎn)品出口不存在內(nèi)生交互作用；若ρ顯著為正，則不同國家的文化產(chǎn)品出口存在內(nèi)生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)，反之，不同國家的文化產(chǎn)品出口存在內(nèi)生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

(3)空間誤差模型?？臻g誤差模型反映的是誤差項(xiàng)的空間相關(guān)性，其具體形式如下：

Y=Xβ+μ,μ=λ(IT?WN)μ+ε

(3)

其中：λ是待估計(jì)的參數(shù)；μ是誤差項(xiàng)；λ(IT?WN)μ為空間誤差滯后項(xiàng)；其他參數(shù)等同于傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型和空間滯后模型。若λ顯著為0，則不存在導(dǎo)致不同個(gè)體誤差空間相關(guān)的遺漏變量，模型估計(jì)與傳統(tǒng)線性面板數(shù)據(jù)回歸模型無異；若λ顯著不為0，則存在遺漏變量使得個(gè)體間的誤差空間相關(guān)，則需采用空間誤差模型。

(4)空間杜賓模型。空間杜賓模型在空間滯后模型的基礎(chǔ)上，加入了自變量的空間交互作用，可以同時(shí)反映內(nèi)生交互作用和外生交互作用，具體設(shè)定形式如下：

Y=ρ(IT?WN)Y+Xβ+(IT?WN)Xθ+ε

(4)

其中：θ是k×1維的待估計(jì)參數(shù)；(IT?WN)Xθ即為自變量的空間滯后項(xiàng)，表示影響機(jī)制中的外生交互效應(yīng)；其他參數(shù)等同于傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型和空間滯后模型。若θ顯著為0，則模型退化為空間滯后模型，此時(shí)不存在外生交互作用；若θ顯著為正，則不同國家的文化產(chǎn)品出口存在外生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)；反之，不同國家的文化產(chǎn)品出口存在外生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。若(θ-ρβ)顯著為0，則模型退化為空間誤差模型。

(5)模型的比較與選擇。當(dāng)數(shù)據(jù)生成過程為空間誤差模型或空間滯后模型時(shí)，采用空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果是無偏非一致的；當(dāng)數(shù)據(jù)生成過程是空間杜賓模型時(shí)，采用空間誤差模型或空間滯后模型將得到有偏的估計(jì)結(jié)果。因此，在模型的選擇上，本文參考Elhorst(2014)的建議：首先，從具體到一般，即估計(jì)傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型，以檢驗(yàn)究竟是采用非空間模型、空間誤差模型、空間滯后模型；其次，在拒絕了非空間模型的情況下，估計(jì)空間杜賓模型以檢驗(yàn)其是否退化為空間滯后模型或空間誤差模型；最后，若空間杜賓模型不被拒絕，則采用空間杜賓模型；若前述檢驗(yàn)都建議采用空間誤差模型或空間滯后模型，則選擇該模型。

(二)變量描述與數(shù)據(jù)說明

(1)空間距離權(quán)重矩陣。Hofstede(2001)的文化維度理論是測(cè)算國家文化特征的有效辦法，這一理論分別從權(quán)力距離、個(gè)人主義與集體主義、男性度與女性度、不確定性規(guī)避、長期導(dǎo)向與短期導(dǎo)向、自身放縱與約束6個(gè)維度對(duì)國家文化特征進(jìn)行測(cè)算。由于前5個(gè)文化維度提出較早，應(yīng)用也更為成熟，多數(shù)研究僅采用前5個(gè)維度的數(shù)據(jù)，所以本文也采用Hofstede(2001)最新測(cè)算的前5個(gè)維度的數(shù)據(jù)作為國家文化特征，并借鑒Kogut et al.(1988)測(cè)算國家間的文化距離辦法，設(shè)定具體公式如下：

Vk

(5)

其中：CulDistij表示i國與j國的文化距離；Iki表示i國在第k個(gè)維度的國家文化特征得分；Ikj表示j國在第k個(gè)維度的國家文化特征得分；Vk表示各國在第k維度國家文化特征得分的方差。

借鑒劉霞(2014)計(jì)算兩地區(qū)地理中心位置的空間距離權(quán)重矩陣的方法，構(gòu)建涵蓋兩國文化特征的空間距離權(quán)重矩陣，并令λ=0，由此可以得到：

(6)

最后，參照國內(nèi)外多數(shù)學(xué)者的研究，同時(shí)為了便于對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行解釋，需要對(duì)空間距離權(quán)重矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，使得矩陣每一行的元素之和為1。

(2)變量選擇與數(shù)據(jù)說明*在剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本之后，最終得到2007—2014年中國、美國、英國等43個(gè)國家的平衡面板數(shù)據(jù)，樣本量為344個(gè)。。借鑒蒙英華等(2015)、劉楊等(2013)等的研究，本文的因變量為各國文化產(chǎn)品的出口額，文化產(chǎn)品采用《2009年聯(lián)合國教科文組織文化統(tǒng)計(jì)框架》基于2007年協(xié)調(diào)制度(HS)代碼的定義，數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(UN Comtrade)。

回顧國內(nèi)外相關(guān)研究可知，經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動(dòng)力素質(zhì)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平、相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)是影響文化產(chǎn)品出口的主要因素(王晶，2016；方慧 等，2012；臧新 等，2012；劉楊 等，2013)。結(jié)合前文的理論分析，本文將自變量設(shè)定為GDP、人均GDP、信息和通訊技術(shù)、教育指數(shù)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)指數(shù)，變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見表2，具體數(shù)據(jù)來源如下：

GDP作為經(jīng)濟(jì)規(guī)模的代理變量，人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量。GDP和人均GDP的數(shù)據(jù)來自世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(WDI)，分別為按購買力平價(jià)衡量的GDP(2011年不變價(jià)國際元)和按購買力平價(jià)衡量的人均GDP(2011年不變價(jià)國際元)。

信息和通訊技術(shù)作為相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)的代理變量。本文借鑒蒙英華等(2015)的研究，該變量由每百人互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)(internet)、每百人固定電話用戶量(mobile)、每百人移動(dòng)電話用戶數(shù)(phone)、每百戶家庭擁有計(jì)算機(jī)的家庭數(shù)(computer) 4個(gè)指標(biāo)構(gòu)成，即：ICT=[(phone+mobile)×computer×internet]1/3。

教育指數(shù)(Education index)作為勞動(dòng)力素質(zhì)的代理變量，數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國開發(fā)計(jì)劃署發(fā)布的歷年《人類發(fā)展報(bào)告》，由平均受教育年限和預(yù)期受教育年限兩個(gè)指標(biāo)計(jì)算而得。

知識(shí)產(chǎn)權(quán)指數(shù)作為知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的代理變量，數(shù)據(jù)來自歷年的《國際產(chǎn)權(quán)指數(shù)報(bào)告》(International Property Rights Index)。產(chǎn)權(quán)聯(lián)盟(the Property Rights Alliance)在每年發(fā)布《國際產(chǎn)權(quán)指數(shù)報(bào)告》中，從知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、專利保護(hù)和侵犯版權(quán)三個(gè)維度測(cè)算知識(shí)產(chǎn)權(quán)指數(shù)，用以衡量各國的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

(三)探索性空間數(shù)據(jù)分析

在進(jìn)行空間計(jì)量分析之前，需要檢驗(yàn)文化產(chǎn)品出口是否存在空間相關(guān)性。本文采用最常用的全局Moran′s I指數(shù)檢驗(yàn)文化產(chǎn)品出口的全局空間相關(guān)性。全局Moran′s I指數(shù)的計(jì)算公式如下：

(7)

2007—2014年文化產(chǎn)品出口的Moran′s I值及其Z檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3可知，Moran′s I值均為正數(shù)，并圍繞0.10小幅波動(dòng)，Z檢驗(yàn)結(jié)果在1%的水平下顯著，這表明不同文化差異國家的文化產(chǎn)品出口貿(mào)易存在強(qiáng)烈的正向空間依賴性，即一國文化產(chǎn)品出口會(huì)促進(jìn)文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口。

表3 全局Moran′s I指數(shù)及檢驗(yàn)

*2-tail test

四、空間計(jì)量模型的實(shí)證結(jié)果

(一)空間模型的選擇檢驗(yàn)

表4是基于非空間面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果，在此過程中也運(yùn)用LM空間滯后檢驗(yàn)、穩(wěn)健LM空間滯后檢驗(yàn)、LM空間誤差檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM空間誤差檢驗(yàn)等方法，以選擇究竟采用非空間模型、空間誤差模型還是空間滯后模型。模型(1)是不存在任何固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，模型(2)是控制了空間固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，模型(3)是控制了時(shí)間固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，模型(4)是控制了空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。表4的最后四行是對(duì)模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(4)進(jìn)行LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)的結(jié)果，具體結(jié)果如下：在1%的顯著性水平下，LM空間滯后檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM空間滯后檢驗(yàn)都拒絕了不存在空間滯后的原假設(shè)，LM空間誤差檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM空間誤差檢驗(yàn)在5%的顯著性水平下也部分拒絕了不存在空間誤差的原假設(shè)，所以應(yīng)選擇空間模型，即做出從具體到一般的模型選擇。

為了估計(jì)空間杜賓模型是否能退化為空間滯后模型或空間誤差模型，要運(yùn)用LR檢驗(yàn)驗(yàn)證空間杜賓模型是否存在空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，空間固定效應(yīng)的LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為918.80，自由度為43，在1%的水平上顯著，拒絕了不存在空間固定效應(yīng)的原假設(shè)；時(shí)間固定效應(yīng)的LR檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為17.69，自由度為8，在5%的水平上顯著，拒絕了不存在時(shí)間固定效應(yīng)的原假設(shè)，即存在空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)。綜合以上檢驗(yàn)結(jié)果，應(yīng)在空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)空間滯后效應(yīng)和空間誤差效應(yīng)。

表4 沒有空間交互效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%的顯著性水平檢驗(yàn)；括號(hào)內(nèi)是P值。

表5 空間面板杜賓模型的估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%的顯著性水平檢驗(yàn)；小括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量，中括號(hào)內(nèi)是P值。

表5的模型(1)是考慮空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型，模型(2)運(yùn)用了Lee et al.(2010)的參數(shù)偏誤修正雙固定空間面板杜賓模型，模型(3)是考慮到空間隨機(jī)效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型。首先，Lee et al.(2012)構(gòu)建適用于一般空間面板數(shù)據(jù)模型的Hausman檢驗(yàn)，以用于選擇隨機(jī)效應(yīng)或者固定效應(yīng)。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果(統(tǒng)計(jì)量為28.733，自由度為11)表明，在1%的水平上顯著，因而應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。其次，Lee et al.(2010)指出，當(dāng)模型包含空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)時(shí)，所有的參數(shù)估計(jì)都是有偏誤的，并提出了相應(yīng)的偏誤修正方法，模型(2)就是對(duì)模型(1)進(jìn)行偏誤修正后的估計(jì)結(jié)果。最后，運(yùn)用Wald法和LR法對(duì)空間滯后和空間誤差的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，模型(1)和模型(2)的檢驗(yàn)結(jié)果均在1%的水平上顯著，拒絕了空間杜賓模型退化為空間滯后模型和空間誤差模型的原假設(shè)，因而應(yīng)選擇空間杜賓模型。綜上，應(yīng)采用兼顧空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型。

(二)空間杜賓模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分解

傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型假設(shè)個(gè)體間不存在空間相關(guān)性，自變量變化不會(huì)影響因變量變化，所以特定自變量的系數(shù)可以解釋為：一國特定自變量對(duì)該國因變量的影響。但由于存在空間相關(guān)性，空間面板杜賓模型中自變量對(duì)因變量的影響可以分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)：直接效應(yīng)是指一國自變量變化對(duì)該國因變量的影響；間接效應(yīng)表示一國自變量的變化對(duì)其他國家因變量的影響，即外生交互作用。文化產(chǎn)品出口空間面板杜賓模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的分解結(jié)果如表6所示。

表6 根據(jù)空間面板杜賓模型估計(jì)結(jié)果估算的直接和間接效應(yīng)

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%的顯著性水平檢驗(yàn)。

結(jié)合表5和表6可知：第一，人均GDP對(duì)本國文化產(chǎn)品出口具有顯著的負(fù)影響，但對(duì)文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口有顯著的正影響。具體而言，人均GDP的系數(shù)及其直接效應(yīng)系數(shù)分別為-17.413和-17.505，均在1%的水平上顯著，與劉楊等(2013)的估計(jì)結(jié)果一致；人均GDP空間滯后項(xiàng)的系數(shù)和人均GDP的間接效應(yīng)系數(shù)分別為86.42和83.822，均在5%的水平上顯著。第二，GDP對(duì)本國文化產(chǎn)品出口和文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口均有顯著的正影響。具體而言，GDP的系數(shù)及其直接效應(yīng)系數(shù)均為0.076，在1%的水平上顯著，與劉楊等(2013)、汪穎等(2014)的估計(jì)結(jié)果一致；GDP的空間滯后項(xiàng)系數(shù)和GDP的間接效應(yīng)系數(shù)分別為0.034和0.029，均在5%的水平上顯著。第三，教育指數(shù)對(duì)本國文化產(chǎn)品出口的影響不顯著，但對(duì)文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口具有顯著的負(fù)影響。教育指數(shù)系數(shù)和直接效應(yīng)系數(shù)在10%的水平上不顯著，但教育指數(shù)的滯后項(xiàng)系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-26113和-25481.54，在1%的水平上顯著。第四，信息和通訊技術(shù)對(duì)本國文化產(chǎn)品出口的影響不顯著，但對(duì)文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口有顯著的正影響。信息和通訊技術(shù)系數(shù)及直接效應(yīng)系數(shù)在10%的水平上均不顯著，但信息和通訊技術(shù)滯后項(xiàng)系數(shù)及間接效應(yīng)系數(shù)分別為36.941和36.125，均在1%的水平上顯著。第五，知識(shí)產(chǎn)權(quán)指數(shù)對(duì)本國和文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口的影響均不顯著。第六，內(nèi)生交互效應(yīng)(w*export)在10%的水平不顯著，表明一國文化產(chǎn)品出口對(duì)文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口的內(nèi)生交互作用不顯著。

將以上實(shí)證結(jié)果與已有的研究進(jìn)行對(duì)比可知：本文在考慮文化產(chǎn)品出口的空間關(guān)聯(lián)性之后，GDP、人均GDP等傳統(tǒng)貿(mào)易決定因素的直接效應(yīng)與未考慮空間關(guān)聯(lián)性的研究結(jié)論基本一致，同時(shí)進(jìn)一步測(cè)度出一國人均GDP、GDP、教育指數(shù)、信息和通訊技術(shù)等因素對(duì)文化鄰近國家的溢出效應(yīng)。

(三)基于嵌套空間權(quán)重矩陣的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以上空間面板杜賓模型均加入了空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，可以有效控制國土面積等不隨時(shí)間變化遺漏變量和國際宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)等不隨個(gè)體變化遺漏變量可能導(dǎo)致的估計(jì)偏差。文化產(chǎn)品有顯著的地理特征，不同國家文化相近往往由于歷史上地理位置較近而產(chǎn)生，所以空間權(quán)重矩陣不控制地理鄰近因素可能會(huì)遺漏重要變量，從而高估文化鄰近對(duì)文化產(chǎn)品出口影響。為了驗(yàn)證地理鄰近的影響，本文基于CEPII的GeoDist數(shù)據(jù)庫提供的兩國間的地理距離，參照文化距離空間權(quán)重矩陣構(gòu)造方法，構(gòu)造出地理距離空間權(quán)重矩陣，并對(duì)地理矩陣空間權(quán)重矩陣下控制了空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的非空間面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行LM空間滯后檢驗(yàn)、穩(wěn)健LM空間滯后檢驗(yàn)、LM空間誤差檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM空間誤差檢驗(yàn)，P值分別為0.102、0.639、0.095和0.563。Elhorst(2014)認(rèn)為，不同的空間單位的同一變量可能會(huì)隨著時(shí)間的變化而增減，當(dāng)加入時(shí)間固定效應(yīng)后，容易減弱空間溢出效應(yīng)。因此，顯著性水平可以適當(dāng)提高，即有一定的證據(jù)表明：地理距離空間權(quán)重矩陣下的文化產(chǎn)品出口也存在空間溢出效應(yīng)。

表7 基于嵌套空間權(quán)重矩陣的空間面板杜賓模型估計(jì)結(jié)果

為了進(jìn)一步區(qū)分文化鄰近和地理鄰近對(duì)文化產(chǎn)品出口的影響，借鑒張征宇等(2010)的做法，采用兼顧文化距離和地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣，具體公式如下：

(8)

從表7可知，人均GDP、GDP、教育指數(shù)、信息和通訊技術(shù)的空間滯后效應(yīng)在地理距離空間權(quán)重矩陣下(ψ=0)并不顯著，但隨著文化距離空間權(quán)重矩陣在嵌套空間權(quán)重矩陣中重要性的增加，t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值也在逐步增加，空間滯后效應(yīng)也愈發(fā)顯著。例如，人均GDP的空間滯后項(xiàng)t統(tǒng)計(jì)量從0.19增加到2.48，從10%的水平下不顯著，逐步變?yōu)?%的水平下顯著。此外，取任何值，內(nèi)生交互作用、知識(shí)產(chǎn)權(quán)指數(shù)空間滯后項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)以及知識(shí)產(chǎn)權(quán)指數(shù)、教育指數(shù)、信息和通訊技術(shù)的估計(jì)系數(shù)在10%的水平上均不顯著。綜上所述，文化距離空間權(quán)重矩陣在嵌套空間權(quán)重矩陣中起主導(dǎo)作用，證實(shí)了文化鄰近國家之間存在文化產(chǎn)品出口空間溢出效應(yīng)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

首先，本文理論分析了文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口在內(nèi)生交互作用和外生交互作用下的空間溢出效應(yīng)的作用機(jī)制；其次，采用Hofstede(2001)的文化距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，并運(yùn)用空間面板杜賓模型定量測(cè)算43個(gè)國家2007—2014年文化產(chǎn)品出口在文化空間維度的溢出效應(yīng)；最后，針對(duì)地理距離和文化距離可能存在的相關(guān)性，為避免未控制地理距離導(dǎo)致的遺漏變量偏誤，進(jìn)一步采用兼顧文化距離和地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。得出以下主要結(jié)論與啟示：

第一，總體而言，文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口的空間溢出以外生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)為主。文化產(chǎn)品出口的空間滯后項(xiàng)系數(shù)不顯著，而人均GDP、GDP以及信息和通訊技術(shù)的空間滯后項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明文化鄰近國家間文化產(chǎn)品出口的空間溢出效應(yīng)以外生交互效應(yīng)的正向影響為主。因此，日本、韓國等亞洲國家文化繁榮為中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的機(jī)遇，中國發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)應(yīng)把握歐美國家興起的亞洲文化熱潮。

第二，具體而言，外生交互作用中的教育指數(shù)有顯著的正向空間溢出效應(yīng)，人均GDP、GDP、信息和通訊技術(shù)存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。中國發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)應(yīng)注重開發(fā)文化鄰近國家的潛在市場，留住人才和吸引投資創(chuàng)造寬松環(huán)境；借鑒日韓等文化產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)國家的技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，從模仿學(xué)習(xí)中實(shí)現(xiàn)跨越發(fā)展。

第三，人均GDP對(duì)本國文化產(chǎn)品出口有顯著的負(fù)面影響，GDP對(duì)本國文化產(chǎn)品出口有顯著的正面影響。隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，國內(nèi)消費(fèi)者對(duì)文化多樣性需求必然會(huì)不斷增強(qiáng)，應(yīng)正確地看待國外文化產(chǎn)品的輸入；同時(shí)，應(yīng)加快實(shí)施文化“走出去”戰(zhàn)略，增強(qiáng)中國文化產(chǎn)業(yè)的國際競爭力。

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SpatialSpilloverEffectofCulturalProductsExport:BasedonthePerspectiveofCulturalSpace

ZHENG Yi ZHOU Lei DAI YongWu

(Fujian Agriculture and Forestry University, Fuzhou 350002)

Firstly, the endogenous interaction and exogenous interaction of cultural products export in cultural space are analyzed theoretically. Secondly, the spatial weight matrix is constructed based on cultural distance, and the spillover effect of cultural products exports in cultural space in 43 countries from 2007 to 2014 is calculated by using the spatial Durbin panel models. Finally, spillover effects of geographic space and cultural space is further distinguished by Nested Spatial Weight Matrix which takes both cultural distance and geographical distance into account. The results show that the endogenous interaction of cultural products export between neighboring countries is not significant. Although education index has significant positive spatial spillover effect by exogenous interaction, per capita GDP, GDP, information and communication technology has a significant negative spatial spillover effect by exogenous interaction. So the exogenous interaction is dominated by negative spatial spillover effect. Under the endogenous interaction and exogenous interaction, the spatial spillover effect of cultural exports between neighboring countries is dominated by negative spatial spillover effect.

cultural products; export trade; spatial panel data model; cultural distance; Nested Spatial Weight Matrix

2017-07-09

鄭 義(1988--)，男，福建仙游人，博士，福建農(nóng)林大學(xué)管理學(xué)院講師。

周 磊(1989--)，男，遼寧營口人，博士，福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

戴永務(wù)(1977--)，男，福建尤溪人，博士，福建農(nóng)林大學(xué)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目“氣候變化政策對(duì)中國木材產(chǎn)業(yè)國際競爭力的影響研究”(71203027)。

* 福建農(nóng)林大學(xué)杰出青年科研人才計(jì)劃項(xiàng)目“信息級(jí)聯(lián)效應(yīng)下網(wǎng)上零售食品廠商質(zhì)量行為研究”(xjq201633)。

F753

A

1001-6260(2017)11-0013-11

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.11.002

(責(zé)任編輯 張 坤)