張梅蘭，楊連星

(1.北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京 100871；2.華東師范大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，上海 200241)

一、引 言

由于逆全球化和貿(mào)易保護主義導(dǎo)致的貿(mào)易摩擦等原因，我國文化貿(mào)易發(fā)展仍面臨諸多挑戰(zhàn)?，F(xiàn)有文獻關(guān)于二元邊際、出口附加值影響因素的研究主要從產(chǎn)品、企業(yè)和行業(yè)三個層面展開，鮮見研究文化貿(mào)易出口二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值的影響。本文從文化產(chǎn)品的視角出發(fā)，基于1996～2016年聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UN COMTRADE)HS96-6位數(shù)編碼下文化貿(mào)易產(chǎn)品的數(shù)據(jù)進行更加全面的分析和檢驗。此外，本文測度文化產(chǎn)品出口附加值后發(fā)現(xiàn)集約邊際通過擴大出口規(guī)模實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、降低出口成本，有助于文化產(chǎn)品出口附加值的提升；擴展邊際則通過擴大出口范圍滿足更廣范圍的消費者偏好、加深消費者的理性成癮、提高生產(chǎn)商的學(xué)習(xí)效應(yīng)等，從而促使文化產(chǎn)品出口附加值提升?；谖幕Q(mào)易出口二元邊際及出口質(zhì)量、成本和價格等因素之間的相互影響，我們補充出口二元邊際通過直接及間接效應(yīng)影響文化產(chǎn)品出口附加值的理論機制。本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在：首先，針對出口規(guī)模和種類，測度文化產(chǎn)品出口附加值，拓寬了該領(lǐng)域的研究視角；其次，從出口二元邊際的視角，探究文化產(chǎn)品出口附加值的影響因素，指出發(fā)展文化貿(mào)易更重要的是長期更大范圍、更多種類的貿(mào)易，而非短期集中出口；最后，通過構(gòu)建實證模型，進一步證實梳理的理論機制，為提高中國文化“軟實力”提供政策建議。

二、相關(guān)文獻綜述

(一)出口附加值的影響因素

關(guān)于出口附加值的計算及含義。Hummels等(2001)提出垂直專業(yè)化(VS)指標(biāo)[1]，即進口中間品占出口的比重，被后來研究者用于計算出口附加值。Dean等(2011)在此基礎(chǔ)上劃分中間品和最終品[2]。國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量對出口附加值具有十分顯著的影響，資本及高技術(shù)勞動增長可直接提高產(chǎn)品質(zhì)量，并大幅提高國內(nèi)附加值[3]。然而，也有學(xué)者考慮成本對出口附加值的影響。Hausmann(2007)揭示隨著企業(yè)家在擴大再生產(chǎn)過程中對貿(mào)易成本結(jié)構(gòu)的了解加深，企業(yè)中間品的國外附加值將下降、服務(wù)附加值上升[4]。此外，也有文獻指出貿(mào)易成本上升是造成出口品附加值比重下降的主要因素[5]。趙玲等(2018)從成本加成的角度，研究發(fā)現(xiàn)“邊際成本效應(yīng)”大于“產(chǎn)品價格效應(yīng)”，證實在提高產(chǎn)品質(zhì)量過程中不可忽視成本的影響[6]，為以上結(jié)論提供了補充。

(二)出口二元邊際的影響及效應(yīng)

根據(jù)現(xiàn)有研究，出口增長的集約邊際指出口額及規(guī)模的增長，擴展邊際則是出口產(chǎn)品種類及進入出口市場的企業(yè)數(shù)量的增長。若一國的出口以擴展邊際為主導(dǎo)而非集約邊際，則該國可能具有較強的國際競爭力，遭受國際貿(mào)易環(huán)境變化的不利影響較小[7]。Amiti和Freund(2008)的研究進一步表明集約邊際能解釋大部分國家貿(mào)易量的增長，但對部分發(fā)展中國家而言，擴展邊際對貿(mào)易量增長的貢獻度有所提高[8]。關(guān)于出口二元邊際與出口產(chǎn)品的質(zhì)量、成本和競爭力等的研究體現(xiàn)在：真正關(guān)系一國出口長期、持續(xù)和穩(wěn)定增長的不僅是出口量，還包括出口的質(zhì)量和結(jié)構(gòu)[9]，若一國出口增長基于低端產(chǎn)品出口量的增加，則這種貿(mào)易模式不可持續(xù)；若一國出口量增加的同時伴隨出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，則該種貿(mào)易模式具有可持續(xù)性[10]。Gao等(2014)則將我國出口增長分解為集約邊際、擴展邊際和質(zhì)量的提高，發(fā)現(xiàn)出口增長越來越依賴于產(chǎn)品質(zhì)量的提高[11]。而產(chǎn)品質(zhì)量的提升在一定程度上意味著產(chǎn)品成本增加，對貿(mào)易將產(chǎn)生一定的負向影響。李坤望等(2014)在企業(yè)-產(chǎn)品-目的地的出口關(guān)系層面上的研究也發(fā)現(xiàn)，新進入出口企業(yè)大都采用低價低品質(zhì)策略進入市場，在很大程度上拉低了中國出口產(chǎn)品的平均品質(zhì)[12]。以上研究均顯示，質(zhì)量提升長期來看對貿(mào)易具有一定的促進作用，但現(xiàn)實中企業(yè)往往采取低價策略增加出口，這要求限制產(chǎn)品的生產(chǎn)成本。

(三)文化貿(mào)易出口二元邊際影響出口附加值的理論機制

文化貿(mào)易出口二元邊際可能通過“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”“理性成癮理論”“學(xué)習(xí)效應(yīng)”等對出口附加值產(chǎn)生影響。文化產(chǎn)品的貿(mào)易易受消費成癮的影響[13]。消費者的消費成癮使文化產(chǎn)品在貿(mào)易中通過自我加強的方式不斷提高其穩(wěn)固的市場地位。理性成癮機制使產(chǎn)品更易受消費者偏好[12][14]，有助于規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的發(fā)揮并降低出口成本[15]，從而提升文化產(chǎn)品出口附加值。同時，在學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響下，企業(yè)在出口中不斷獲取經(jīng)驗和技術(shù)，進而占據(jù)更大的市場份額并提高出口附加值。

由垂直產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易理論可知，出口質(zhì)量提升導(dǎo)致的增長為價格途徑的增長[16]。中國出口規(guī)模擴張而產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)促使產(chǎn)品平均成本下降，從而提高了企業(yè)的出口附加值。此外，由于文化產(chǎn)品消費的理性成癮特征，即隨著消費者對特定文化產(chǎn)品的消費，其邊際消費成本呈下降趨勢，同時理性偏好逐步增強，有助于克服因文化差異導(dǎo)致的消費障礙，進一步促進文化貿(mào)易的發(fā)展。因此，不可忽視質(zhì)量上升帶來的高成本對我國文化貿(mào)易出口附加值的影響。低成本和高質(zhì)量是促進文化貿(mào)易出口附加值增長的渠道，而對中國文化產(chǎn)品出口來說，產(chǎn)品質(zhì)量提升導(dǎo)致的“邊際成本效應(yīng)”很可能大于質(zhì)量提升帶來的“邊際價格效應(yīng)”，從而抑制文化產(chǎn)品出口附加值的增長。

已有的研究視角和結(jié)論可能存在以下不足：第一，現(xiàn)有文獻中關(guān)于文化貿(mào)易出口二元邊際與出口附加值之間影響關(guān)系的研究較少，缺乏二元邊際與出口產(chǎn)品的質(zhì)量、成本和價格方面的聯(lián)系，且對出口附加值的研究往往基于微觀視角，因此在數(shù)據(jù)采集方面不夠完善，可能存在結(jié)論有偏的問題；第二，既有文獻大多從企業(yè)的角度出發(fā)，缺乏針對總體的文化貿(mào)易產(chǎn)業(yè)出口附加值的政策建議，尤其是基于出口二元邊際視角的指導(dǎo)性建議。

三、研究模型與指標(biāo)設(shè)計

(一)計量模型

關(guān)于文化貿(mào)易出口二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值的影響研究，本文構(gòu)建如下的計量模型：

Dvarit=α0+α1·DualMarginist+φ·Ust+γi+ηs+εist

(1)

其中，i、s、t分別指文化貿(mào)易產(chǎn)品類別(HS96-6位碼)、出口目的國和年份，Dvarit指產(chǎn)品(六位碼)×年份角度下的文化產(chǎn)品出口附加值(計算方法見后文)，DualMarginist指核心解釋變量文化貿(mào)易出口二元邊際(包含集約邊際ins和擴展邊際ext)。本文參照Bernard等(2009)的研究，將文化貿(mào)易出口集約邊際定義為一年中文化產(chǎn)品出口的產(chǎn)品-國家關(guān)系對的平均出口額，擴展邊際定義為一年中文化產(chǎn)品出口的產(chǎn)品-國家關(guān)系對的數(shù)量[17]。Ust代表一系列控制變量：price代表文化產(chǎn)品價格；tariff表示兩國間的關(guān)稅水平，關(guān)稅降低可使一些企業(yè)研發(fā)的機會成本下降；lgdp指出口目的國人均GDP的對數(shù)，本文以2005年不變價格為基準，“林德爾假說”認為收入更高地區(qū)的消費者將更多地購買品質(zhì)更高的產(chǎn)品；lpop是出口目的國人口數(shù)的對數(shù)，產(chǎn)品進口額隨著人口數(shù)量的增加而增加；democracy表示一國的民主程度(1)本文根據(jù)世界價值觀調(diào)查(World Value Survey,WVS)數(shù)據(jù)庫在全球范圍內(nèi)關(guān)于各國公民各年份的社會參與程度的調(diào)查及公民對本國民主程度的評價來衡量一國的民主程度。，民主程度不同的國家的國民社會參與度具有較大差異；va(voice and accountability)表示發(fā)言權(quán)和問責(zé)權(quán)，體現(xiàn)的是政治制度環(huán)境質(zhì)量，隨著出口產(chǎn)品二元邊際的增加，國家之間產(chǎn)生矛盾沖突的可能性越大，各國代表在國際上的發(fā)言權(quán)和問責(zé)權(quán)的訴求越強烈[18]；service為第三產(chǎn)業(yè)占比，馬弘和李小帆(2018)認為對服務(wù)業(yè)FDI的開放可有效增加中國出口的國內(nèi)附加值比重[19]。εist表示隨機擾動項。

(二)文化產(chǎn)品出口附加值的測度

關(guān)于出口產(chǎn)品附加值的測算，大致可分為基于投入產(chǎn)出表的宏觀估算方法和基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫等的微觀測算方法[20][21]。本文部分借鑒張杰等(2013)的微觀層面計算思路[21]，在進一步考慮資本品折舊等因素的基礎(chǔ)上測度中國核心文化產(chǎn)品的出口附加值。

首先，對于進出口產(chǎn)品，根據(jù)BEC(Broad Economic Classification)聯(lián)合國標(biāo)準將進出口產(chǎn)品劃分為基礎(chǔ)產(chǎn)品、中間品和最終品，且產(chǎn)品的分類代碼可與HS96-6位產(chǎn)品編碼相互對應(yīng)。因此，本文通過匹配HS96-6位產(chǎn)品編碼與BEC分類產(chǎn)品編碼，測得HS96-6位編碼下各核心文化產(chǎn)品的中間品/最終品屬性，進而由聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫得知中國對各核心文化產(chǎn)品的中間品進口額。其次，張杰等(2013)認為既有文獻在測算產(chǎn)品附加值的過程中忽略了資本品進口，即沒有剔除附加值中包含的進口資本品折舊所得而高估出口產(chǎn)品的附加值[21]。鑒于此，本文在測度出口附加值時排除資本品折舊的干擾。BEC分類標(biāo)準中明確將資本品劃為最終品的一個組成部分，因此通過匹配即可獲知HS96-6位產(chǎn)品編碼下各核心文化產(chǎn)品中包含的資本品范疇。借鑒單豪杰(2008)精確估算的固定資產(chǎn)折舊率(δ=10.96%)并作為測算進口文化資本品累計折舊的折舊率[22]，采用直線折舊法測定各產(chǎn)品分類下1996～2016年資本品累計折舊額。在計算公式(2)中，i、t分別表示產(chǎn)品類別及年份，IMPKis代表當(dāng)期進口資本品的折舊，Dit代表截至當(dāng)期的累計資本品折舊額。

(2)

進一步地，通過公式(3)可算出各核心文化出口產(chǎn)品的各期附加值。其中，DVARit代表各期各出口產(chǎn)品的附加值，IMPit代表各期各文化產(chǎn)品的中間品進口額，Dit代表各期各文化產(chǎn)品的累計資本品折舊額，EXit代表各期各文化產(chǎn)品的中間品及最終品出口額。

DVARit=1-(IMPit+Dit)/EXit

(3)

(三)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計及數(shù)據(jù)來源

本文根據(jù)聯(lián)合國教科文組織(UNESCO)出版的《2009年文化統(tǒng)計框架》，將文化產(chǎn)品定義為傳播思想、符號和生活方式的消費品，文化貿(mào)易中占比較大且具有代表性的產(chǎn)品類別定義為核心文化產(chǎn)品，而相關(guān)文化產(chǎn)品則是指用來幫助生產(chǎn)核心文化產(chǎn)品或是與其相關(guān)設(shè)備的原材料和服務(wù)等。根據(jù)《2009年文化統(tǒng)計框架》，利用其提供的世界海關(guān)組織HS2007產(chǎn)品編碼，本文將文化產(chǎn)品細分為文化和自然遺產(chǎn)、表演和慶賀、視覺藝術(shù)和工藝品、書籍和新聞產(chǎn)品、視聽和互動媒體產(chǎn)品及設(shè)計和創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品共六大類(2)由于本文使用的數(shù)據(jù)從1996年跨度到2016年，而HS2007僅統(tǒng)計2007年以后的數(shù)據(jù)，故將HS2007和HS1996的編碼進行了轉(zhuǎn)化。。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(3)出口目的國的特征數(shù)據(jù)主要來源于世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，文化特征指標(biāo)來源于WVS數(shù)據(jù)庫。

四、實證估計結(jié)果及分析

(一)基準估計

本文對上述計量模型的回歸估計初步采用固定效應(yīng)模型，并通過了相應(yīng)的Hausman檢驗。由表2的固定效應(yīng)基準估計結(jié)果可見，文化貿(mào)易出口二元邊際等指標(biāo)對文化產(chǎn)品出口附加值具有顯著影響，擴展邊際(ext)和集約邊際(ins)對文化產(chǎn)品出口附加值(DVAR)具有顯著的促進作用。產(chǎn)品的集約邊際越大，在目的國占據(jù)的市場份額越大，形成的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)使企業(yè)生產(chǎn)和出口的成本降低，從而有助于提高文化產(chǎn)品出口附加值。擴展邊際的提升則通過擴大出口的范圍和種類來滿足更廣范圍的消費者偏好，推動廠商通過學(xué)習(xí)效應(yīng)提高文化產(chǎn)品出口附加值。

表2 基準估計結(jié)果

關(guān)于其他解釋變量，產(chǎn)品價格(price)的估計系數(shù)顯著為正，價格提高有利于調(diào)整出口產(chǎn)品種類、優(yōu)化產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)；關(guān)稅水平(tariff)的估計系數(shù)顯著為負，說明進口關(guān)稅的減讓有助于提升企業(yè)的生產(chǎn)效率并改善經(jīng)營狀況，刺激企業(yè)創(chuàng)新積極性并吸引外部投資，而較高的關(guān)稅壁壘則抑制企業(yè)的積極性，不利于資源配置效率的提高，阻礙出口附加值的增長；民主程度(democracy)的估計系數(shù)顯著為正，說明民主程度越高，越有利于提升文化產(chǎn)品出口附加值。限于篇幅，其他控制變量在此不再贅述，作者備索。

(二)不同文化產(chǎn)品種類的樣本估計

不同文化產(chǎn)品種類下的影響效果不同(4)根據(jù)聯(lián)合國教科文組織(UNESCO,2005)對文化產(chǎn)品的定義，本文將文化產(chǎn)品分為核心文化產(chǎn)品和相關(guān)文化產(chǎn)品。其中，核心文化產(chǎn)品包括樂器、音樂、其他視覺品、手工藝、攝影和視聽，它是文化貿(mào)易中相對重要的產(chǎn)品并在貿(mào)易規(guī)模和影響力上占有重要地位，也是一國文化出口競爭力的主要體現(xiàn)，具有較強的代表性。。由表3可見，音樂和手工藝產(chǎn)品的估計結(jié)果與基準估計一致，擴展邊際的系數(shù)顯著為正，即其擴展邊際越高，出口的范圍和種類就擴大，一方面說明產(chǎn)品的競爭力提高，另一方面表明實行差異化競爭有利于文化產(chǎn)品出口附加值的提升。其他視覺品、攝影和視聽這三類文化產(chǎn)品的集約邊際的系數(shù)顯著為正、擴展邊際的系數(shù)顯著為負，說明該類產(chǎn)品的出口還在發(fā)育階段、尚未成熟，現(xiàn)階段主要以集約邊際的提高來實現(xiàn)貿(mào)易額增長，從而通過規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)降低成本、打開國際市場，實現(xiàn)文化產(chǎn)品出口附加值的提升，但該階段擴展邊際的提高可能通過增加出口成本抑制了文化產(chǎn)品出口附加值的提升。除樂器產(chǎn)品外，其他產(chǎn)品的二元邊際回歸系數(shù)通常正負值相反，表明文化貿(mào)易出口二元邊際的增長可能具有偏向性：前期文化產(chǎn)品出口可能主要沿著集約邊際增長，中后期主要通過擴展邊際增長，以實現(xiàn)文化產(chǎn)品出口附加值的提升。

表3 不同核心文化產(chǎn)品的估計結(jié)果

(三)不同文化距離的樣本估計

已有研究表明，雙邊文化距離大小可能對雙邊貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生決定性作用(5)關(guān)于文化距離的定義，樊琦和楊連星(2017)認為文化距離衡量了兩國居民的信仰、價值觀及心理偏好等，可反映文化親近的程度[23]；而Straubhaar等(1991)則將文化親近定義為兩國在語言、宗教信仰等方面的相似性，文化親近可通過降低溝通成本和交易成本來促進文化貿(mào)易的發(fā)展[24]。。不同文化距離對雙邊文化貿(mào)易的發(fā)展?jié)摿哂胁町惢绊慬25]。另外，不同文化距離下文化貿(mào)易出口二元邊際可能對出口附加值產(chǎn)生不同的沖擊?；诖?，本文根據(jù)不同文化距離指數(shù)，將樣本分為文化距離大和文化距離小兩種類別。

關(guān)于文化距離，其計算方法為公式(4)。其中，CDej為j國家與中國(e)的文化距離，Iij為j國家的文化維度，Iie為中國的文化維度，i涵蓋5類文化維度(6)本文根據(jù)Hofstede的文化維度(包括權(quán)力距離、個人主義與集體主義、男性氣質(zhì)與女性氣質(zhì)、不確定性規(guī)避、長期取向與短期取向)及Morosini等(1998)構(gòu)建的文化距離指數(shù)來度量文化距離[26]。。

(4)

從表4來看，相較于文化距離較小樣本，文化距離較大樣本中二元邊際的回歸系數(shù)均較小，在一定程度上說明文化距離大可能減弱文化貿(mào)易出口二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值的促進作用。

表4 不同文化距離的估計結(jié)果

(四)不同貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期的樣本估計

關(guān)于貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期對出口附加值的影響，現(xiàn)有文獻提及較少。陳勇兵等(2012)認為出口持續(xù)期是衡量出口增長的重要維度，延長出口持續(xù)期是中國出口持續(xù)增長的關(guān)鍵[27]。楊連星和侯亞景(2016)則發(fā)現(xiàn)文化貿(mào)易出口二元邊際與貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期之間存在顯著關(guān)聯(lián)[28]。基于此，本文構(gòu)建虛擬變量duration，進一步闡述貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期與文化產(chǎn)品出口附加值之間的關(guān)系。從樣本來看，中國文化貿(mào)易存在不同的貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期，具體可分為“進入”“退出”“只存在一年”“反復(fù)進入”“至少存在2年”五種類型。由表5可見，擴展邊際的估計系數(shù)顯著為正，而集約邊際的估計系數(shù)僅在“反復(fù)進入”樣本中顯著為正，充分說明集約邊際有利于促使文化產(chǎn)品出口附加值的提升只是短期效應(yīng)，而長期內(nèi)的擴展邊際提升才是促使文化產(chǎn)品出口附加值上升的關(guān)鍵。

表5 不同貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期的估計結(jié)果

(五)理論機制的實證分析

已有文獻表明，從成本加成的角度出發(fā)，加成率的提升通過增強企業(yè)在出口市場的定價能力促使企業(yè)收獲更高的出口價值，即通過“產(chǎn)品價格效應(yīng)”提升出口附加值。此外，加成率的提升通過提高企業(yè)生產(chǎn)效率、降低邊際生產(chǎn)成本，進而通過“邊際成本效應(yīng)”提升出口附加值，且“邊際成本效應(yīng)”大于“產(chǎn)品價格效應(yīng)”[6]。在企業(yè)-產(chǎn)品-目的地的出口關(guān)系層面，新進入出口企業(yè)大都以低價低品質(zhì)策略獲取競爭優(yōu)勢，達到集約邊際的增長，促使產(chǎn)品出口量擴大，同時也拉低了產(chǎn)品的平均質(zhì)量[12]。綜上所述，二元邊際可能通過影響產(chǎn)品的出口質(zhì)量、滿足更高標(biāo)準的產(chǎn)品需求來影響文化產(chǎn)品出口附加值，也可能由于出口質(zhì)量提升帶來的產(chǎn)品成本提高抑制了文化產(chǎn)品出口附加值。因此，下文選取出口質(zhì)量(quality)作為中介變量并構(gòu)建中介效應(yīng)模型，結(jié)合回歸結(jié)果對上述的理論機制進行分析和驗證。在公式(5)和(6)中，Aist代表中介變量，DVARit指文化產(chǎn)品出口附加值，DualMarginist指集約邊際和擴展邊際。

Aist=α0+α1·DualMarginist+φ·Uit+γi+ηs+εist

(5)

DVARit=α0+α1·DualMarginist+α2·Aist+φ·Ust+γi+ηs+εist

(6)

早期的研究將出口產(chǎn)品的單位價格作為質(zhì)量的代理變量，但由于出口產(chǎn)品價格受到目的國匯率的變化、國際市場波動等諸多因素的影響，單位價格無法準確衡量質(zhì)量?，F(xiàn)有文獻大多借鑒Piveteau和Smagghue(2013)的思路，通過構(gòu)建需求結(jié)構(gòu)模型來測度產(chǎn)品質(zhì)量[29]。

表6的第(2)列為基準估計結(jié)果，下文以此作為對照進行分析。根據(jù)溫忠麟等(2014)的研究，中介效應(yīng)模型的核心解釋變量及中介變量的回歸系數(shù)均顯著時，無需做Sobel檢驗，且表明間接及直接效應(yīng)均顯著[30]。可見，二元邊際通過影響產(chǎn)品質(zhì)量(quality)從而影響文化產(chǎn)品出口附加值的間接效應(yīng)顯著，且二元邊際直接影響文化產(chǎn)品出口附加值的直接效應(yīng)同樣顯著。不同于表6的第(1)～(3)列二元邊際回歸結(jié)果的正值，出口質(zhì)量的回歸系數(shù)為負值，從而呈現(xiàn)出口質(zhì)量作為中介變量的遮掩效應(yīng)。二元邊際的提升均有利于促使出口質(zhì)量及文化產(chǎn)品出口附加值的提高，但出口質(zhì)量對文化產(chǎn)品出口附加值呈現(xiàn)負向的抑制作用。該遮掩效應(yīng)表明文化貿(mào)易出口二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值的影響除通過出口質(zhì)量外可能還存在其他的中介變量。出口質(zhì)量呈現(xiàn)的抑制作用可能是由于二元邊際在促使企業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量的同時，企業(yè)的創(chuàng)新投入及成本也進一步增大，從而在一定程度上抑制了文化產(chǎn)品出口附加值的提高。

表6 產(chǎn)品質(zhì)量作為中介變量的估計結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)不同回歸方法的穩(wěn)健性估計

為使實證結(jié)果更具有參考性，本文采用RE和OLS的回歸方法進行穩(wěn)健性檢驗。由表7的第(1)～(4)列可知，二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值仍具有一定的促進作用，與上文的基準估計結(jié)果基本一致。由于篇幅限制，其他的解釋變量在此不再贅述。

表7 不同回歸方法的穩(wěn)健性估計結(jié)果

(二)不同文化距離的穩(wěn)健性估計

根據(jù)前文可知，兩國文化距離的遠近影響了消費者對文化產(chǎn)品的親近度和消費量，對雙邊貿(mào)易的發(fā)展可能具有決定性的作用。因此，本文采用GMM方法，通過劃分不同的文化距離樣本，探索文化貿(mào)易出口二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值的影響。表8顯示，不同文化距離下出口二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值具有顯著的影響差異。相較于文化距離較小的樣本，文化距離較大樣本的擴展邊際的回歸估計系數(shù)較小，在一定程度上說明較大的文化距離可能減弱擴展邊際對文化產(chǎn)品出口附加值的促進作用。此外，在文化距離較大的樣本估計中，集約邊際對文化產(chǎn)品出口附加值的負向抑制作用更強，說明大規(guī)模低價進入文化距離較大的國家無法起到提升文化產(chǎn)品出口附加值的作用。

表8 不同文化距離的穩(wěn)健性估計結(jié)果

(三)內(nèi)生性檢驗

上述的實證結(jié)果均表明，二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值具有顯著的影響。同時，文化產(chǎn)品出口附加值也可能通過影響出口結(jié)構(gòu)來間接影響出口二元邊際。為解決上述的內(nèi)生性問題，本文采用集約邊際一階滯后項及腐敗控制作為集約邊際(ins)的工具變量(見表9的第(1)、(2)列)，將個人主義及腐敗控制作為擴展邊際(ext)的工具變量(見表9的第(3)、(4)列)。從已有研究來看，兩國腐敗程度對貿(mào)易的順利開展存在影響。Cunningham(1996)認為腐敗打擊部分商人的積極性、損害國際貿(mào)易，部分國際貿(mào)易商需通過賄賂海關(guān)官員才能順利實現(xiàn)貿(mào)易額的增長[31]。不同地區(qū)的腐敗現(xiàn)象具有很大的不確定性和復(fù)雜性，從而進一步影響貿(mào)易[32]。此外，Treisman(2000)認為貿(mào)易開放度越高，越可能減少腐敗[33]。關(guān)于擴展邊際的工具變量，已有研究表明個人主義對擴展邊際存在一定的影響[34]。另外，兩國腐敗程度的變動及個人主義的變化與一國文化產(chǎn)品出口附加值不存在直接關(guān)聯(lián)。在控制一系列相關(guān)影響因素并采用工具變量來解決潛在內(nèi)生性問題的前提下，本文證實擴展邊際對文化產(chǎn)品出口附加值具有正向促進效應(yīng)，而集約邊際的回歸結(jié)果則與基準結(jié)果不同，表現(xiàn)為對文化產(chǎn)品出口附加值具有負向抑制作用。從表9的第(2)～(4)列的回歸結(jié)果來看，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計值及Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量均大于Stock和Yogo(2005)設(shè)定的10%顯著性水平下的臨界值[35]，說明不存在弱工具變量問題。從第(2)、(4)列來看，在控制國家及產(chǎn)品種類的情況下，Hansen J統(tǒng)計量p值顯示無法在10%的顯著性水平下拒絕工具變量是過度識別的零假設(shè)，即工具變量是外生的。因此，上述檢驗證明了工具變量選擇的有效性。

表9 集約邊際和擴展邊際的內(nèi)生性檢驗結(jié)果

六、主要結(jié)論與政策啟示

本文實證分析文化貿(mào)易出口二元邊際及文化產(chǎn)品出口附加值的相關(guān)作用機制，發(fā)現(xiàn)二元邊際有助于促使文化產(chǎn)品出口附加值提升，集約邊際越大，出口規(guī)模及在出口目的國占據(jù)的市場份額越大，由此形成的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)使企業(yè)生產(chǎn)及出口成本降低，從而有助于提高文化產(chǎn)品出口附加值；擴展邊際可能通過擴大出口的范圍和種類來滿足消費者偏好并形成理性成癮，提高廠商的學(xué)習(xí)效應(yīng)，從而提升文化產(chǎn)品出口附加值。

二元邊際對不同核心文化產(chǎn)品的出口附加值具有顯著的差異化影響。擴展邊際的提升促進了音樂和手工藝這兩類文化產(chǎn)品出口附加值的提高，集約邊際則相反。而就其他視覺品、攝影和視聽這三類文化產(chǎn)品來說，集約邊際對其出口附加值產(chǎn)生積極的正向作用，擴展邊際則相反。這可能說明文化貿(mào)易出口二元邊際的影響具有偏向性。

在不同的文化距離下，本文的實證結(jié)果顯示，相較于文化距離較小的樣本，文化距離較大樣本的二元邊際的回歸系數(shù)均較小，在一定程度上說明較大的文化距離可能減弱文化貿(mào)易出口二元邊際對文化產(chǎn)品出口附加值的促進作用。

本文還將不同的貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期分為五種類型，發(fā)現(xiàn)在不同的持續(xù)期下，集約邊際和擴展邊際對文化產(chǎn)品出口附加值均具有正向影響，但中國文化貿(mào)易仍集中在集約邊際的增長，且隨貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期的延長而減弱。而擴展邊際對提升文化產(chǎn)品出口附加值的貢獻更具穩(wěn)定性。

本文的研究結(jié)論和政策啟示主要有三點。第一，對于擴展邊際的系數(shù)顯著為正的文化產(chǎn)品(如音樂、手工藝)，可提高其擴展邊際上的競爭力(如加大對該類文化產(chǎn)品的創(chuàng)新力度、增加產(chǎn)品種類、滿足更大范圍內(nèi)不同國家的消費者需求)，推動出口附加值的提升。第二，在貿(mào)易初期，集約邊際及擴展邊際呈現(xiàn)相互抑制的態(tài)勢，因此需充分發(fā)揮集約邊際呈現(xiàn)的促進作用，通過擴大出口規(guī)模、實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)來提高文化產(chǎn)品出口附加值，尤其是對僅在短期出口的文化產(chǎn)品(如電影)。而在貿(mào)易后期，擴展邊際的正向促進作用更為關(guān)鍵，擴展邊際通過滿足消費者的理性成癮等發(fā)揮其對文化產(chǎn)品出口附加值的正向促進作用，并隨著貿(mào)易聯(lián)系持續(xù)期的延長而強化。因此，對于長期持續(xù)出口的文化產(chǎn)品，更應(yīng)注重文化產(chǎn)品出口范圍和種類的擴大。第三，針對目前中國出口增長仍以降低成本、提高出口額為主的現(xiàn)狀，應(yīng)不斷提高產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)，在促使產(chǎn)品質(zhì)量上升的過程中擴大出口產(chǎn)品種類，盡量減少依靠低端產(chǎn)品、低價競爭進入國際市場的出口行為，從而促進文化產(chǎn)品出口附加值長期穩(wěn)步提升。