肖雯

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)，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(tǒng)?！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(jù)世界民族語言網(wǎng)①統(tǒng)計，全球現(xiàn)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(tài)，英語、中文、印度語、西班牙語、法語、標(biāo)準(zhǔn)阿拉伯語、孟加拉語、俄語、葡萄牙語因其全球使用人數(shù)已超過2億人而位列全球九大語言。盡管全球語言數(shù)量眾多，但其在不同國家和地區(qū)間的分布并不均勻。擁有語言數(shù)量最多的國家是巴布亞新幾內(nèi)亞，該國境內(nèi)現(xiàn)存語言840 種（圖1）。以洲際為例，無論是從本土語言數(shù)量來看（圖2內(nèi)環(huán)）還是官方語言數(shù)量來看（圖2 外環(huán)），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(qū)，美洲地區(qū)語言多元化程度最低。文明起源、殖民歷史、宗教傳播、貿(mào)易發(fā)展等多種因素造成了洲際地區(qū)間的語言多元化程度的較大差異。

圖1 全球語言種類數(shù)排名前十國家

圖2 世界五大洲本土語言（內(nèi)環(huán)）和官方語言（外環(huán)）數(shù)量分布

2019年中國出口貿(mào)易伙伴國（地區(qū)）已達221個，伙伴國境內(nèi)語言多元化現(xiàn)象，不僅影響了一國國內(nèi)經(jīng)濟內(nèi)循環(huán)發(fā)展，也對中國與該國的雙邊貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生顯著影響。一國境內(nèi)語言多元化現(xiàn)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(xiàn)狀體現(xiàn)了不同文明和價值觀的現(xiàn)實碰撞與交流，從而促進了一國境內(nèi)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(mào)易發(fā)展機遇（Wang，De Graaff & Nijkamp，2016）。另一方面，在一定國土范圍內(nèi)，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(mào)易壁壘，從而催生了以是否相同語言為標(biāo)準(zhǔn)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(nèi)的市場分割同樣也會傳導(dǎo)至國際貿(mào)易市場中?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，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(xiàn)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(mào)易伙伴國境內(nèi)的語言多元化因素對雙邊貿(mào)易的發(fā)展具有雙重效應(yīng)，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(mào)易發(fā)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(mào)易發(fā)展。但是，現(xiàn)有關(guān)注語言多元化具有何種貿(mào)易效應(yīng)的研究集中于相同語言對貿(mào)易的促進作用（Melitz，2008； Lohmann， 2011； Oh， Travis Selmier &Lien，2011；Selmier & Oh，2012；Melitz & Tou?bal， 2014； 張 衛(wèi) 國 ， 孫 濤 ， 2018； 黃 行 ，2020），或者是對語言服務(wù)便利度的貿(mào)易效應(yīng)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(mào)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(mào)易效應(yīng)的區(qū)分與實證考察。因此，本文基于語言多元化兼具包容性貿(mào)易促進效應(yīng)和碎片化貿(mào)易抑制效應(yīng)的雙視角，實證探究貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言多元化雙重效應(yīng)在中國出口貿(mào)易中是否存在，如若存在雙重貿(mào)易效應(yīng)，它們又是如何分工。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

根據(jù)Melitz&Toubal（2014）對語言貿(mào)易效應(yīng)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(shè)計如下：

其中，landiv 是本文核心解釋變量語言多元化指數(shù)，表示i 國使用人數(shù)超過總?cè)丝?0%的官方語言種類數(shù)，本文認(rèn)為該變量在短期內(nèi)保持穩(wěn)定，系數(shù)β1表明貿(mào)易伙伴國語言多元化因素對中國出口的綜合貿(mào)易效應(yīng)，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(nèi)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(nèi)陸國家（landlocked），是否為世貿(mào)組織成員（WTO）以及是否與中國簽訂自貿(mào)協(xié)定（FTA）。為緩解異方差和內(nèi)生性帶來的模型估計偏誤問題，本文選用面板數(shù)據(jù)和國家個體固定效應(yīng)并對出口額、兩國國內(nèi)市場需求和地理距離變量作取對數(shù)處理。

在Melitz&Toubal（2014）模型中，假設(shè)貿(mào)易伙伴國擁有相同語言因素對雙邊貿(mào)易發(fā)展存在線性作用，實證結(jié)果也驗證了正向的線性關(guān)系，但本文研究的核心解釋變量貿(mào)易伙伴國語言多元化因素，對雙邊貿(mào)易發(fā)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(mào)易發(fā)展的正向促進作用，也包括語言碎片化帶來的貿(mào)易溝通成本增加以及市場分割帶來的貿(mào)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(shù)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(shù)據(jù)來源與指標(biāo)構(gòu)建

本文的核心解釋變量為語言多元化指數(shù)（landiv），其數(shù)據(jù)來源是世界民族語言網(wǎng)，該網(wǎng)站提供了全球五大洲242 國（地區(qū)）境內(nèi)常用語言、本土語言、瀕危語言等不同語言數(shù)量、語種等信息。本文選取該網(wǎng)站公布的全樣本所含國家的常用語言（institutional language）的絕對數(shù)量，構(gòu)建landiv 指標(biāo)，該變量為數(shù)值型變量，取值范圍為大于0的整數(shù)，且數(shù)值越大表示該國境內(nèi)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(wěn)健性檢驗中對語言多元化指數(shù)構(gòu)建新測度指標(biāo)landiversity0，其數(shù)據(jù)來源是Melitz（2008）文末附錄中的表A1，以一國內(nèi)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(shù)值型變量，取值范圍為[0,1]，數(shù)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(shù)據(jù)來源分別如下：中國與各國的出口額來自UNComtrade 數(shù)據(jù)庫，各國的GDP 數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)，來自CEPII-Gravi?ty 數(shù)據(jù)，是否與中國陸上接壤border，數(shù)據(jù)參考百度地圖，是否為WTO 成員以及何時成為WTO 成員，數(shù)據(jù)來自WTO 官網(wǎng)，和中國是否簽有FTA，數(shù)據(jù)來自中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)，是否為內(nèi)陸國家landlocked，數(shù)據(jù)來自IMF。經(jīng)過整理，本文數(shù)據(jù)集為2002—2018 年中國與190 多個貿(mào)易伙伴國非平衡面板數(shù)據(jù)。

（三）變量描述性統(tǒng)計

模型回歸所用變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量描述性統(tǒng)計分析

三、實證結(jié)果分析

（一）語言多元化雙重貿(mào)易效應(yīng)基準(zhǔn)回歸

按照式（1）所構(gòu)造的基礎(chǔ)回歸模型選取變量，并對面板數(shù)據(jù)進行hausman 檢驗，結(jié)果顯示，在10%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，判定固定效應(yīng)優(yōu)于隨機效應(yīng)，且固定效應(yīng)的F 統(tǒng)計量P 值為0，表明固定效應(yīng)也優(yōu)于混合效應(yīng)，因此模型選用固定效應(yīng)。為控制地理距離、語言多元化指數(shù)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(shù)據(jù)進行國家單項固定效應(yīng)處理。為詳細(xì)考察貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言多元化因素對中國出口貿(mào)易的影響方向，根據(jù)式（2.1），本文對全樣本分別進行了均值回歸和四分位數(shù)回歸，結(jié)果如表2所示。分位數(shù)回歸因其具有分析被解釋變量整體分布的異質(zhì)性特征的優(yōu)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(mào)易的影響方向，并探尋可能存在的語言多元化雙重貿(mào)易效應(yīng)。

表2 貿(mào)易伙伴國語言多元化對中國出口貿(mào)易效應(yīng)分析

盡管在表2 方程（1）均值回歸中，landiv1 系數(shù)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(shù)回歸中，核心解釋變量landiv1 的系數(shù)符號由正轉(zhuǎn)負(fù)這一變化，支持了“貿(mào)易伙伴國語言多元化因素對中國出口貿(mào)易可能存在非線性影響”這一猜想，因此需要合理且謹(jǐn)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(mào)易效應(yīng)。為保證實證結(jié)果的合理性，本文先依據(jù)STATA 的“連接檢驗（link test）”和“Ramsey’s RESET 檢驗”判斷出模型應(yīng)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(shù)T檢驗判斷出二次項最合適。在綜合了經(jīng)濟理論猜想以及實證檢驗結(jié)果后，本文證實了在方程中引入語言多元化指數(shù)的二次項（landiv12）的合理性，根據(jù)式（2.1）和（2.2），構(gòu)建非線性回歸方程，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 貿(mào)易伙伴國語言多元化對中國出口貿(mào)易的非線性影響

由表3 方程（2）可知，貿(mào)易伙伴國語言多元化因素對中國出口貿(mào)易影響是非線性的，結(jié)合landiv1和landiv12前的系數(shù)符號可知，二者呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，即目的國境內(nèi)語言多元化因素對中國出口呈現(xiàn)先促進后抑制的顯著貿(mào)易效應(yīng)，雙重貿(mào)易效應(yīng)的轉(zhuǎn)折點發(fā)生在當(dāng)landiv取值為9.12時。

貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言多元化因素對中國出口貿(mào)易產(chǎn)生的非線性作用體現(xiàn)了語言多元化因素在中國與伙伴國出口貿(mào)易往來中扮演著的雙重角色。

一方面，貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言多元化程度越高，直接表明該國使用的語言數(shù)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(nèi)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(mào)易中就是支持并積極參與全球貿(mào)易發(fā)展，鼓勵本國對外開放，從而增進雙邊和多邊貿(mào)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(xiàn)的文化包容性帶來的正向貿(mào)易效應(yīng)，本文稱之為包容性貿(mào)易增長效應(yīng)。

另一方面，貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言多元化程度加深反映的語言數(shù)量增加現(xiàn)象，導(dǎo)致不同語言地區(qū)間貿(mào)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(dǎo)致貿(mào)易成本的提高，這種因市場分割而帶來的內(nèi)部貿(mào)易成本同樣也體現(xiàn)在國際貿(mào)易中。當(dāng)伙伴國境內(nèi)語言數(shù)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(yīng)面狹窄的特點共同提高了雙邊貿(mào)易成本，無論是直接交流成本還是翻譯成本（Melitz，2008），貿(mào)易成本的增加作為兩國貿(mào)易阻力因素，限制了雙邊貿(mào)易發(fā)展。這種因為語言碎片化體現(xiàn)的貿(mào)易溝通成本增加帶來的負(fù)向貿(mào)易效應(yīng)，本文稱之為碎片化貿(mào)易抑制效應(yīng)。

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

（二）穩(wěn)健性檢驗和國家異質(zhì)性分析

1.穩(wěn)健性檢驗。（1）指標(biāo)穩(wěn)健。根據(jù)Melitz（2008）提供的一國內(nèi)任意兩人使用不同語言的概率數(shù)據(jù)，構(gòu)建本文語言多元化的新指標(biāo)landiversi?ty0，重新測度貿(mào)易伙伴國語言多元化因素對中國出口的貿(mào)易效應(yīng)，回歸結(jié)果如表4所示。由表4中方程（1）可知，新指標(biāo)測度的貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言多元化因素對中國出口依然呈現(xiàn)顯著促進作用，但方程（2）中語言多元化指數(shù)的二次項（landiversity02）和一次項（landiversity0）統(tǒng)計上均不顯著，造成這一現(xiàn)象的原因可能是新指標(biāo)采用比率數(shù)值而非絕對數(shù)值。因此，為更謹(jǐn)慎地考察指標(biāo)的穩(wěn)健性，本文再次利用分位數(shù)回歸確認(rèn)語言多元化新指標(biāo)的貿(mào)易效應(yīng)，回歸結(jié)果如表4方程（3）~（5）所示。由表可知，四分位數(shù)回歸中語言多元化新指標(biāo)landiversity0 前的系數(shù)出現(xiàn)由正轉(zhuǎn)負(fù)的現(xiàn)象，這暗示隨著語言多元化程度的提高，其對中國出口呈現(xiàn)相促進后抑制的非線性關(guān)系。因此，貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言多元化因素對中國出口貿(mào)易呈倒U型關(guān)系在指標(biāo)上是穩(wěn)健的。

表4 語言多樣化貿(mào)易效應(yīng)的指標(biāo)穩(wěn)健性檢驗

（2）樣本穩(wěn)健。為詳細(xì)考察樣本穩(wěn)健性，本文將全樣本按照語言數(shù)量由少到多排序分成三組，進行分樣本回歸，結(jié)果分別如表5方程（2）~（4）所示，方程（1）為表3（2）基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表5 語言多元化貿(mào)易效應(yīng)的樣本穩(wěn)健性檢驗

由表可知，分組樣本中語言多元化指數(shù)的二次項（landiv12）和一次項（landiv1）系數(shù)符號均和基準(zhǔn)回歸保持一致，這證實了語言多元化非線性貿(mào)易效應(yīng)的樣本穩(wěn)健性。另外，表中最后一行表示二次函數(shù)關(guān)于自變量的對稱軸，即語言多元化指數(shù)貿(mào)易效應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)的轉(zhuǎn)折點，比較方程（2）（3）（4）可知，隨著樣本國語言數(shù)量的增加，轉(zhuǎn)折點處語言數(shù)量越來越小，這也間接證明了包容性貿(mào)易增長效應(yīng)和碎片化貿(mào)易抑制效應(yīng)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(mào)易成本增加效應(yīng)明顯超過多元化帶來的包容性增長效應(yīng)。

2.國家收入異質(zhì)性分析。為考察樣本國收入水平差異對實證結(jié)論可能造成的干擾，本文按照世界銀行標(biāo)準(zhǔn)，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(jié)果如表6所示。由表中方程（2）~（4）可知，不同收入國家其境內(nèi)的語言多元化因素整體依然呈現(xiàn)先促進后抑制的貿(mào)易效應(yīng)，但語言多元化貿(mào)易效應(yīng)的符號轉(zhuǎn)折點略有差異，高收入國家轉(zhuǎn)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(nèi)的語言多元化因素更早地發(fā)揮了對中國出口的貿(mào)易抑制作用。結(jié)合不同收入國家的語言多元化現(xiàn)實情況來看，高收入樣本國中，有約75%國家其境內(nèi)語言多元化因素對中國出口呈現(xiàn)抑制作用；中等收入樣本國中，僅有約25%國家境內(nèi)語言多元化因素發(fā)揮著貿(mào)易抑制作用；低收入樣本國中，低于25%國家境內(nèi)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(mào)易效益轉(zhuǎn)化時點的反向關(guān)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(mào)易增長效應(yīng)的限制，這種反?，F(xiàn)象的出現(xiàn)及其背后原因值得學(xué)者進一步探討。

表6 國家收入異質(zhì)性對語言多元化貿(mào)易效應(yīng)的影響

四、語言多元化雙重效應(yīng)的機制分析

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

現(xiàn)有研究已知的相同語言產(chǎn)生貿(mào)易效應(yīng)的主要機制是通過影響貿(mào)易成本特別是交流成本和翻譯成本（Melitz&Toubal，2014）來實現(xiàn)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(mào)易的研究方法，擬從語言多元化雙重貿(mào)易效應(yīng)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(mào)易成本增加帶來的碎片化貿(mào)易抑制效應(yīng)，調(diào)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(nèi)研究貿(mào)易引力模型的通用方法，以中國使用人數(shù)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(mào)易成本機制發(fā)揮碎片化貿(mào)易抑制效應(yīng)，因此方程（2.3）語言多元化指數(shù)前的系數(shù)β1、β2表示剝離了部分碎片化貿(mào)易抑制效應(yīng)之后的語言多元化帶來的包容性貿(mào)易增長效應(yīng)。

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(shù)顯著可知，語言多元化對貿(mào)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(shù)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(dǎo)致的碎片化貿(mào)易成本，且共同語言帶來的貿(mào)易正向作用恰好暗示了碎片化貿(mào)易成本帶來的貿(mào)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(mào)易作用依然存在，但是其符號轉(zhuǎn)折點（即表7 中最后一行中位線數(shù)據(jù)）發(fā)生了右移，數(shù)值變大，這暗示在消除了部分碎片化成本效應(yīng)后，語言多元化帶來的包容性貿(mào)易促進效應(yīng)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(mào)易增長和碎片化貿(mào)易抑制雙重效應(yīng)同時對中國出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著非線性作用。為進一步驗證共同語言代表的貿(mào)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(jié)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(mào)易效應(yīng)的特征。

表7 語言多元化雙重貿(mào)易效應(yīng)的機制分析1

表8 語言多元化雙重貿(mào)易效應(yīng)機制分析2

五、結(jié)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(xiàn)狀也體現(xiàn)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(nèi)不同民族的融合，進而體現(xiàn)了一國對于異己文化的包容與欣賞。

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

具體來看，當(dāng)貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言數(shù)量少于或等于9種時，包容性貿(mào)易增長效應(yīng)強于碎片化貿(mào)易抑制效應(yīng)，語言多元化因素整體上具有貿(mào)易促進作用；當(dāng)貿(mào)易伙伴國境內(nèi)語言數(shù)量過多（多于9種語言），碎片化貿(mào)易抑制效應(yīng)強于包容性貿(mào)易增長效應(yīng)，此時語言多元化因素整體呈現(xiàn)顯著貿(mào)易抑制作用。不同收入水平的貿(mào)易伙伴國境內(nèi)的語言多元化對中國貿(mào)易均存在非線性關(guān)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(mào)易抑制時期。通過控制相同語言對貿(mào)易成本的影響機制后研究表明，一國境內(nèi)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(mào)易發(fā)展。

基于貿(mào)易伙伴國境內(nèi)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(guān)系的研究結(jié)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(mào)易效應(yīng)的研究結(jié)論，提示學(xué)者不僅關(guān)注相同語言因素對雙邊貿(mào)易發(fā)展的線性關(guān)系，更要考慮語言多元化因素和雙邊貿(mào)易之間可能存在的非線性關(guān)系。第二，在國家異質(zhì)性分析中，高收入國家其境內(nèi)的語言多元化因素對中國出口貿(mào)易的影響比中低收入國家更早進入貿(mào)易抑制作用，這一反?，F(xiàn)象值得學(xué)者進一步探討收入水平與語言多元化貿(mào)易效應(yīng)之間是否存在顯著關(guān)系。第三，貿(mào)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(guān)系啟示中國企業(yè)需清醒意識到語言多元化是全球經(jīng)貿(mào)發(fā)展的一個不確定性的因素，中國企業(yè)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(mào)易發(fā)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(xiàn)象帶來的貿(mào)易溝通成本增加、不同語言群體市場分割以及隱性貿(mào)易壁壘的貿(mào)易抑制風(fēng)險。

注釋

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