漢語文化傳播與“中國制造”的海外影響力

趙永亮 葛振宇

一、引 言

漢語是中華民族文化的最重要的載體，也是其他國家與中國進行交流與合作的重要工具。中國開展的漢語國際推廣活動，不僅僅增強了政府間的合作與對話，更是擴大了漢語文化在世界范圍內的認知度。在歷史長河中，文明的符號與實物貿易相輔相成。公元 44年當尤利烏斯·凱撒過世時，中國絲綢品早已聞名于羅馬城，在響徹西域邊陲的駝鈴聲中，中國商人運載的物品長途跋涉到達了西方文明屬地，中國文化在西部邊陲的影響力也隨之與日俱增，中國派駐的地方文官統一使用中國文字管理日常政務，頒布政令法則，這使得邊陲地區的其他民族接受了基本的中國觀念，進一步加強了絲綢之路的興盛(楊巨平，2007)。自2004年11月中國“漢辦”在全球成立首家孔子學院以來，中國漢語文化傳播加強了世界與中國的聯系，向世界展示了中國的開放性和包容性。孔子學院大體經歷了兩個時期的快速發展，前期主要集中于 2005—2010年(屬于溫和增長期)，其后我國與世界各地紛紛建立漢語語言文化交流合作機制，孔子學院的數目大大提升，如2012年參與合作建立孔子學院的國家數目也增加到106個，孔子學院達到350所。截至2017年12月31日，已經在全球146個國家(地區)建立525所孔子學院和 1113個孔子課堂①525所孔子學院中，亞洲33國(地區)118所，非洲39國54所，歐洲41國173所，美洲21國161所，大洋洲4國19所。孔子課堂79國(地區)共1113個(科摩羅、緬甸、瓦努阿圖、格林納達、萊索托、庫克群島、安道爾、歐盟只有課堂，沒有學院)，其中，亞洲21國101個，非洲15國30個，歐洲30國307個，美洲9國574個，大洋洲4國101個。。孔子學院的建立為海外的學生提供了巨大的教育支持，使他們能夠不出國門就享受到漢語教學的服務，孔子學院已成為漢語教學推廣與中國文化傳播的全球品牌和平臺。

不僅如此，孔子學院在我國的經濟和貿易領域也發揮著重要的作用。隨著孔子學院項目的推進，我國與對象國之間的貿易量也在不斷增長。關于語言對貿易的影響，國外學者已經進行過比較完善的研究。Melitz (2008)研究了共同語言促進雙邊貿易的渠道，通過引力模型驗證了直接交流(direct communication)和通過翻譯的間接交流(indirect communication)兩種作用渠道對貿易產生的重要影響；Chang等(2011)驗證了共同語言對于貿易和對外直接投資有促進作用，并且共同語言對對外直接投資的促進作用比對貿易的促進作用更為顯著；Lien等(2012)認為中國大量的人口基數和國家財富的快速增長以及貿易機會的大量涌現都為非漢語母語人士學習普通話提供了強大的動力。一國語言在世界范圍內被廣泛使用可以大大減少該國與世界的交流成本，漢語文化推廣受到各國的歡迎，中國以“孔子學院”項目為契機，擴大我國與世界各國之間的文化交流，促進人民之間的相互交流，增強彼此的信任。文化交流帶動雙方的人員交流，從而為貿易往來贏得信息資本(Combes等，2005；Ginsburgh等，2017)，文化密切交流中成長的人們相互間減少了陌生感(增強了信任度)，有利于抑制貿易中的機會主義(Choi，2002)。Lien等(2012)在考察孔子學院對中國旅游貿易的影響時，采用了2010年國別孔子學院擁有數目的截面數據，并沒有考慮孔子學院的設立和啟動時期差，影響了估計的準確性。然而現實中，政策沖擊在跨國別(地區)樣本中存在時間差異性。連大祥(2012)研究了孔子學院在推動貿易和投資方面的作用，發現孔子學院的設立對中國貿易和投資起到促進作用，在投資方面所起到的作用比貿易方面更顯著。

總體而言，語言文化因素在中國貿易方面的重要影響為許多研究者所重視，但現有研究主要從東道國文化特征和文化差異的角度展開，中國作為母國積極主動開展的對外文化交流活動對我國出口貿易的潛在助力作用則被普遍忽視，有關語言文化推廣機構對一國經貿發展影響的相關研究也鮮有涉足。本文的貢獻在于:第一，通過建立理論模型分別從三種信息渠道的貿易創造效應(克服語言壁壘降低貿易成本，文化認同影響該國消費偏好，雙方人員交流產生社會網絡效應)來解釋語言文化對貿易的影響機制。第二，現實中，政策沖擊在跨國別(地區)樣本中存在時間差異性，并且孔子學院的“漢語傳播”政策在全球開展中存在國別差異。“漢語文化傳播”的政策效果分析可以被看作是一項自然實驗，為了獲得科學的判斷，有必要針對總體樣本進行控制，使得實驗組和對照組樣本國家盡量相似。因此在實證方法上面，本文采用雙重差分(DID)的方法，考察實驗組(實行“漢語傳播”戰略合作的國家)和對照組(未實行該政策的國家)的平均變化在多大程度上可歸因為政策沖擊。鑒于以孔子學院為基礎的“漢語文化傳播”分為 2005—2010年和 2010—2015年兩個差異化階段，我們利用多重估計方法針對多重樣本(截面和時期子樣本)進行估計，此外針對選擇性偏誤的內生性問題，DID在某種程度上可以較好地加以解決。第三，為了多維度刻畫“中國制造”的海外競爭力，從擴展邊際的視角我們還考慮了中國出口產品的多樣性(EV，Export Variety)以及“中國制造”在各國的地位(ER，Export Rank)，進一步分析漢語文化傳播對出口產品多樣性的影響。第四，“漢語文化傳播”政策影響制造品貿易的結果可靠性仍待繼續檢驗，鑒于此，本文利用對象國居民來華旅游的數量①國際旅游可以加深外國消費者對東道國的文化認知，使其更廣泛接觸東道國傳統工業品和制造品，長期來看旅游貿易必然會帶動制造業商品的雙邊貿易(Hehmet等，2010；Shawn等，2011)。以及 2005—2015年期間各國在不同年份可能與中國建立“漢語文化傳播”戰略合作的概率值(通過Probit的二元選擇模型實現估計)分別對研究結果進行穩健性檢驗。

二、理論模型

基于 Felbermayr等(2010)的模型框架，我們簡要給出“漢語文化傳播”政策背景下的一個重力方程理論基礎:模型設定允許“漢語文化傳播”存在三個渠道的貿易創造效應，包括“語言克服效應”、 “消費偏好效應”和“社會網絡效應”。依據 Combes等(2005)，我們假定國家i的代表性家庭存在Dixit-Stiglitz效用函數，在考慮國內和進口雙重多樣性前提下，該效用函數可描述如下:

式(1)中，xijh定義為國家j供給的多樣性h在i國的消費數量；N是國家數量，nj是多樣性規模，σ是替代彈性。相對標準模型的修正在于納入消費偏好參數ijα(表示國家 i的代表性消費者對國家 j的產品消費偏好)。在預算約束集下最大化公式(1)可獲得國家i對國家j的進口需求量:

式(2)中，pj是國家 j多樣性產品的價格，且多樣性之間無價格差異；Tij＞1是國家i和j之間一個額外的冰山貿易成本。因此，CIF價格由pij=Tijpj給定，則國家 i的總價格水平為，而總支出水平由Ei給定。

首先，“漢語文化傳播”政策增加了跨國的信息流。文化交流意味著人員流動，也意味著中華文化作為信號符號在空間區域間的推廣和傳播，這創造了非價格的信息產品，也擴大了兩國的貿易機會。此外，“漢語文化傳播”在長期來看對東道國企業是有價值的資產，有利于企業擴大與漢語來源地(中國)的貿易往來。通過“漢語文化傳播”還可以吸引東道國人員來華交流，這會促進他們對漢語來源國(中國)語言和文化的了解，且熟知雙方國家的商業、法律、政治體制。鑒于此，“漢語文化傳播”降低了貿易成本且擴大了雙邊貿易流(即包括出口和進口兩方面)。

借助 Wagner等(2002)的移民網絡分析思路，我們認為“漢語文化傳播”主要通過信息機制降低額外貿易成本來帶動貿易發展，其存在三個信息機制或渠道的貿易創造效應。第一種信息渠道可稱之為“語言壁壘克服效應”，漢語語言作為交流工具可以克服語言壁壘(即貿易摩擦成本)，具體來說有利于信息順暢溝通以及信任機制的建立(Melitz 和 Toubal，2014)。第二種信息渠道則是“偏好創造效應”。根據“消費者文化理論”(Consumer Culture Theory，CCT)，文化認知和認同對消費者克服產品陌生感具有良好的作用，“漢語文化傳播”可以塑造消費者的價值觀和文化親切感，鑲嵌于產品中的中華文化元素可以被認可。另外，基于移民理論的觀點認為，海外華僑移民同樣具有家鄉情結，從而對家鄉產品具有消費偏好(Gould，1994；Head和 Ries，1998；Girma和Yu，2002；Wagner等，2002)。第三種信息渠道為社會網絡效應(network effect)。“漢語文化傳播”交流帶動了雙方人員交流，從而通過建立社會網絡資本降低貿易成本。

我們假定額外貿易成本Tij可表達為貿易政策關聯型(POLij)、地理因素(GEOij)以及信息關聯型(INFOij)三類成本，且滿足連乘積的關系模式。每類成本均被假定具有冰山成本形式。我們認為對象國和中國的任何自由貿易協議都可以在政策上降低貿易成本，因此地理關聯型貿易成本依賴于距離Dij和鄰近度 ADJij。因此，

“漢語文化傳播”政策變量的考慮。若對象國和中國分享一種語言( LANGij，即漢語)，則信息成本大大降低。我們把“漢語文化傳播”政策(culture communication policy)看作信息政策調整變量，即 I=eCCPit；其中，對象國和中國合作實施了“漢語文化傳播”政策(合作啟動孔子學院)取 1，否則為 0。基于 Felbermayr等(2010)的思路，我們得到信息成本為:

三、實證框架與預期假說

（一）識別“漢語文化傳播”政策下的貿易效果——雙重差分法（DID）

“漢語文化傳播”并非中國單方的自利性行為，屬于中外雙方合作的共贏機制(Hsiao 和 Yang，2008)，各國(地區)政府對待“漢語文化和語言”的接受和需求強度存在差異性，如各國與中國簽訂的“孔子學院”協議和啟動時期均存在差異性，這使得我們使用雙重差分法(DID)估計 “漢語文化傳播”的政策效果成為可能。

基于孔子學院的“漢語傳播”政策在全球開展中存在國別差異，我們將政策樣本分為兩個階段，即:“漢語傳播”早期戰略合作(2005—2010年)階段，早期語言戰略合作的國家(即和中國合作創辦超過 1個孔子學院的國家)稱之為實驗組，期間共有 51個國家(共建有 268所孔子學院；其他未和中國實行“漢語傳播”早期戰略合作的國家為對照組)；“漢語傳播”后期戰略合作(2010—2015年)，后期總共有75個國家(地區)構成語言戰略合作的樣本數。“漢語文化傳播”的政策效果分析可以被看作為一項自然實驗，為了獲得科學的判斷，有必要針對總體樣本進行控制，使得實驗組和對照組樣本國家盡量相似。刪除部分規模異質性以及數據缺失的國家樣本，余下 119個國家進入遴選后的處理組。

雙重差分法是基于處理組和對照組的組間跨期的變異程度推斷出政策效果，即實驗組(實行“漢語傳播”戰略合作的國家)和對照組(未實行該政策的國家)的平均變化在多大程度上可歸因為政策沖擊。本文的DID估計方程如下:

式(5)展示了DID簡單的估計邏輯，其中因變量為Yit(即體現中國制造影響力的一組指標，如中國和對象國的雙邊貿易額、中國和對象國間的相互投資額、中國在對象國貿易伙伴中的地位等)。C CPi為實驗政策變量，即“漢語文化傳播”戰略合作政策。α1描述了政策實驗組和對照組的平均組間差。P ostt為虛擬變量，體現政策的時期狀態，即一個國家處于實施“漢語傳播”戰略合作政策后的年份時，該變量取值均為1，其余年份都為0。鑒于不同國家的政策實施點(年份)T*均有所不同，且 T*跨度于 2005—2010年間，其中α2體現語言合作政策實施前后兩期樣本本身的時間趨勢變化。CCPi×Postt為交互項，該變量的OLS估計系數γ表示DID的估計值(本研究最關注的目標系數)，γ體現實施“漢語傳播”戰略合作的政策效果，可表示為:

（二）漢語文化傳播與“中國制造”的海外影響力存在的關聯機制——內生性問題

1.國家管理者在對待“漢語文化傳播”戰略合作時，可能存在選擇性偏誤(selection bias)。也就是說，不同國家在實施與中國進行的“漢語文化傳播”戰略合作時，可能存在自選擇機制(self-selection)，即與中國存在密切經濟貿易合作的國家，更可能接受中國的漢語文化傳播戰略；同樣，我國也更愿意與重要的貿易伙伴加強文化和語言交流。然而尷尬的事實在于，“自然實驗天生就是難以令人信服”，因為國家戰略管理者的偏好選擇性導致了目標樣本的選擇性偏誤，進而影響估計的有效性和一致性。另外，國家管理者可能出于其他未知因素作出了與中國保持一定的漢語文化合作戰略的意向。

如果沒有內生性問題，我們對式(4)使用OLS估計就可以推斷出“漢語傳播”戰略合作的政策效果。然而虛擬變量 CCPi和控制變量Xit都可能與擾動項εit存在內生關聯；且線性模式本身可能成為內生性的問題來源。具體來說，除了選擇性偏誤外，我們可能面臨其他兩種內生性偏誤。

2.“漢語文化傳播”國家戰略合作的關聯性溢出效應。鑒于我國在全球倡導的孔子學院伊始，許多與我國保持經濟貿易往來的國家對此保持了極大興趣，自2004年11月全球首家孔子學院在韓國成立以來，我國通過孔子學院來推動“漢語文化傳播”戰略合作的意向很清晰；隨著近鄰及重要伙伴與中國的文化交流合作的日益推進，其他國家可能存在紛紛效仿的意向，進而導致2010年前后孔子學院在世界各個角落“遍地開花”。這就意味著擾動項εit之間存在相關性，在計量上線性OLS估計難以克服空間上的截面擾動，某個小事件引起的政策沖量，就可能引起更大的空間經濟學上的“聚變式集聚”反應。若把中國與海外“漢語傳播”的早期戰略合作期(2005—2010年)比喻成溫和發展期，那么2010年后依托孔子學院的“漢語傳播”戰略合作則進入快速上升期。

3.“漢語文化傳播”國家戰略合作的時機性。各國在考慮是否與中國開展“漢語文化傳播”的戰略合作時，具有“審時度勢”的決策意識:不僅會考慮國際形勢(采取效仿跟風戰略)，各國也會從自身發展的階段性以及與中國經貿合作的階段性，選擇最佳時機來與中國開展“漢語文化傳播”國家戰略合作。

（三）“漢語文化傳播”政策效果識別的修正策略

在計量經濟學中，影響因變量Yit的無法觀察因素(擾動項)itε被分成兩類:意識固定個體效應(不可觀察且不隨時間變化的個體異質性)，我們用iη表示，其代表了所有影響Yit但不隨時間變化的遺漏變量；而時變誤差用itμ表示，它代表了因時而變(time varying)且影響Yit的遺漏變量。因此，式(5)可以變為:

首先，針對選擇性偏誤的內生性問題，DID在某種程度上可以較好地加以解決。盡管針對 CCPi和ηi相關導致的樣本選擇偏誤，如不同國家管理者會根據自身的特征ηi來決定是否參與中國的“漢語傳播”戰略合作，但是 DID估計可以通過差分來消除掉政策CCPi前后的ηi因素。其次，由于“漢語傳播”國家戰略合作的關聯性溢出效應存在，進而出現的擾動項截面關聯可以通過 SUR估計來加以克服①在現實宏觀經濟中，諸多經濟變量或現象均存在同期的截面關聯性，如在不同的資產定價模型中，我們發現資產在同一特定市場環境下，市場波動會對所有個體造成共同或類似的沖擊(且不易被發現或觀察)，其擾動項通常會表現出顯著的同期相關性。。最后，本文尤為擔心的是，不同國家管理者在參與實行中國的“漢語傳播”戰略合作時，具有時機選擇性，即CCPi與μit存在時期關聯性。世界各國與中國開展的孔子學院建設始于2004年末以及2005年初，2010年左右到達一個小高峰。世界各國管理者的政策選擇是基于隨時變化的不可觀察因素(隨時間變化的國家異質性)，而不是國家固定效應，此類時期關聯偏誤是DID無法解決的，我們需要借助干預效應模型(Treatment Effect Model，TE)。

（四）干預效應模型——納入是否參與“漢語文化傳播”戰略合作的影響因子

為了克服時期關聯性的選擇性偏誤，我們借助 Maddala(1983)的干預效應模型對內生虛擬變量(dummy endogenous variable)建模。通過對內生虛擬變量建模來修正選擇性偏誤是Heckman(1979)的貢獻，他把未觀察到的選擇因素看成遺漏變量問題，通過從樣本選擇模型中獲得信息來矯正結果變量方程由內生虛擬變量產生的偏差。Maddala(1983)將 Heckman樣本選擇模型用于受限因變量，即只有內生選擇變量D＝1才能夠觀察到結果的“偶然截尾”問題；而干預效應模型解決的是在項目評估中 D＝1和 D＝0都能觀察到結果的選擇性樣本問題。本文的干預效應模型(TE)設定如下:

式(8)和式(9)中itε和itμ為兩個回歸方程的擾動項，且服從二元正態分布，均值為0，協方差矩陣為

在式(9)中，Cit是一組影響一國是否參與中國“漢語傳播”戰略合作的自變量，他們決定了或選擇過程。式(9)中的是潛在變量，如果，則觀察到的虛擬變量 CCPi= 1，否則 CCPi= 0。方程(8)和方程(9)表達了一個轉換回歸(switching regression)，通過方程(9)替代方程(8)中的 CCPi，我們就控制了方程(8)由樣本選擇問題引起的偏誤。對這一方法的詳盡推導參見 Heckman(1979)和 Maddala(1983)的研究。

（五）預期假說——“漢語文化傳播”戰略合作的貿易創造效應

“漢語文化傳播”政策在一定時期內存在多重機制影響中國的對外貿易。基于Felbermayr 等(2010)的理論模型思路，我們給出以下貿易拉動的預期假說機制。

1.基本假說(成本克服效應):基于孔子學院的“漢語文化傳播”戰略合作，從長期來看可以促進對象國貿易企業或人員的中文交流能力。我們預期“漢語傳播”合作越密切，越能夠消除對象國和中國貿易交往中的貿易摩擦和交易成本，增強“中國制造”的競爭力。

2.假說 A(消費偏好效應):基于孔子學院的“漢語文化傳播”戰略合作是一國強化與中國關系意愿的信號機制，其對中國語言文化在對象國的傳播作了重要的宣傳工作。這有利于對象國消費者熟悉“中國元素”和制造的貿易品，從而增強“中國制造”的競爭力。

3.假說 B(社會網絡效應):基于孔子學院的“漢語文化傳播”戰略合作，將帶動雙方國家(對象國和中國)之間的人員交流，這有利于培養以后商業活動中的社會網絡，而那些熟悉雙方語言文化的人士在兩國間的頻繁交流，可以起到商業橋梁的作用，進而可以增強“中國制造”的競爭力。

4.延伸假說 1(時效性或滯后性):“漢語文化傳播”政策的貿易創造效應具有時效性或滯后性，語言和文化被異國民眾認知和認同需要一個過程，文化推廣政策有利于加快漢語文化在對象國的傳播，但不會對經貿拉動產生立竿見影的作用。

5.延伸假說 2(國別差異性):“漢語文化傳播”政策的貿易創造效應具有國別(地區)差異性:在落后貧困(或相對封閉)的國家，“漢語文化傳播”的貿易拉動效果最為顯著；而在成熟的發達國家，中國與之經貿交往較為頻繁，“漢語文化傳播”的政策效果相對較弱。

四、變量與數據描述

（一）變量選擇

針對上文的多角度假說機制，我們選擇中國的出口額(EX)以及與對象國的雙邊貿易額(EM)作為被解釋變量。為了多維度刻畫“中國制造”的海外競爭力，我們還考慮了中國出口產品的多樣性(EV)以及“中國制造”在各國的地位(即中國制造品在對象國進口中的份額，ER)。此外，根據 Felbermayr等(2010)模型，我們選擇了一組針對性的基礎和控制變量，包括規模、人口、距離、貿易政策、區位、語言和制度等。

（二）數據來源和統計性描述

雙邊貿易流數據主要來自歷年中國統計年鑒以及聯合國商品貿易統計數據庫(COMTRADE)，貿易總量(EM)是基于SITC 4 digits 的雙邊貿易量指標，出口貿易多樣性由 Feenstra(2004)的測算指數獲得(以中國總出口品種為多樣性全集 I，加權計算各國的相對水平)，樣本年份為 2005—2015年。孔子學院的基礎數據來自中國國家“漢辦”的官方網站。

引力模型中基礎和控制變量的數據來源廣泛。其中貿易對象國 GDP以及通貨膨脹率(INF)均來源于世界銀行在線數據庫(World Development Indicators Database)，國家人口數據來自聯合國在線數據庫。貿易政策考慮中國與其他國家和地區簽訂自由貿易協定情況(屬于19個已簽署協定國之一，虛擬變量取1，否則為 0)。語言差異度指標以 Brown、Holman 和 Wichmann(2013)與 Lien等(2014)以及 Ghosh(2017)等人的研究為基礎，即對跨語種(各種語言和漢語)的差異性進行了定量化識別。其中貿易距離Dis來自衛星定位系統Google Earth 的測量以及地理網站(www.geobytes.com/city distance)，PAC(區位接壤)、LAN(語言)變量根據世界實情報告(World Factbook)獲得。我們選擇貿易對象國的清廉指數 CPIjt作為制度變量，數據源自“透明國際”(Transparency International，TI)網站(網址為 http://www.transparency.org)。相關樣本的統計性描述如下表1和表2。

表1 樣本特征和相關性矩陣(出口額，樣本量＝1547)

表2 樣本特征和相關性矩陣(出口多樣性，樣本量＝1509)

五、實證結果分析

（一）“漢語文化傳播”戰略合作對“中國制造”的總體影響

本部分首先選擇“中國制造”進出口總額和出口額分別作為因變量，考慮到“漢語文化傳播”對貿易的影響具有較強的時滯性，我們選擇因變量滯后 3期Yit-3進入方程。表3匯報了估計結果。其中回歸(1)至(4)為進出口總額的估計結果。在利用DID估計的基本回歸1中，核心政策變量 CCPi×Postt的估計系數顯著為正，通過了5%的顯著性水平，這意味著對象國和中國開展“漢語文化傳播”戰略合作，有利于雙方進出口總額的提升，符合我們的基本預期。另外，我們利用出口額作為被解釋變量進行了 DID估計，回歸(5)的估計結果與回歸(1)保持了一致性。鑒于對內生性問題的擔憂，我們針對兩個因變量分別進行了多組考察。首先，我們考慮到各國截面間的相互影響，在回歸(2)和回歸(6)中設置了DID-SUR估計；此外，經驗分析還考慮虛擬變量 CCPi的內生性問題，我們通過在回歸(3)和回歸(7)中設置 DID-TE模型估計來克服樣本選擇性偏誤問題①此外逆向因果關系也可能導致內生性問題，DID估計可以通過差分來消除掉政策 CCPi 前后的ηi因素(即逆向因果的內生性擾動項)。為了穩健性，我們也引入了干預效應模型來解決樣本選擇導致的內生性。。最后，鑒于樣本可能存在時期相關性，我們在回歸(4)和回歸(8)中針對面板數據同時使用雙重固定效應(國家固定效應和年份固定效應)，以此消除時期擾動因素。

從表3回歸的整體來看，“漢語文化傳播”政策顯著地提升了中國制造的貿易水平；如核心變量 CCPi×Postt在絕大部分方程中表現良好，均通過了 5%的顯著性水平。參照回歸(1)的系數值，我們可以得出孔子學院的“漢語文化傳播”政策可以提升0.271個指數單位的貿易總額以及 0.234個指數單位的出口額。盡管貢獻系數值并不大，且存在3年的滯后期影響，但我們不能忽視“漢語文化傳播”的長期戰略意義。

表3 基準回歸——“漢語文化傳播”對進出口總額和出口額的影響

（二）“漢語文化傳播”對中國制造影響的貿易創造效應——分層檢驗

“漢語文化傳播”對貿易拉動的作用存在多重影響機制，我們針對上文的預期假說機制有目標地進行識別檢驗①鑒于內生性問題的擔憂，我們分別利用 DID-SUR和 DID-TE方法在兩個因變量組中的回歸(2)和回歸(3)以及回歸(6)和回歸(7)進行了多組估計。。

首先，針對貿易成本克服效應的基本檢驗。表4引入了“中國制造”海外地位作為因變量，即中國制造品在對象國進口中的份額作為指標分別進行了四組估計，見回歸(1)～回歸(4)，估計結果與表3保持了一致性。我國通過在貿易對象國推動“漢語文化傳播”政策，一方面提升了中文作為交流工具的價值，另一方面很好地宣傳了中國語言文化形象，孔子“和而不同”的精神符號有利于營造友好貿易合作的氛圍，擴大了中外信息交流平臺，間接地為“中國制造”貿易品在海外銷售贏得了信息資本(即克服了貿易的信息成本)，這最終有利于我國制造品在對象國市場相對份額的提升(即驗證了基本假說)。

其次，針對消費偏好效應的檢驗。表4在回歸(5)～回歸(8)中選擇貿易多樣性作為因變量，其中 DID方法下 CCPi×Postt的估計結果表明，“漢語文化傳播”政策的推進在一定時期內有利于中國產品多樣性的出口，我們認為對象國居民擴大了來自中國的產品多樣性消費。2005年至今，以孔子學院建設為契機的“漢語文化傳播”政策深化了對象國居民對中國制造品的認知和認同，從而提升了其在海外的影響力，部分驗證了“漢語文化傳播”的消費偏好效應(即預期假說A)。

最后，針對社會網絡效應的檢驗。“漢語文化傳播”影響貿易的間接機制還來自于移民和留學生、商務人員等為基礎的人員交流。大量的經驗證據來自先前文獻考察，如Rauch 和 Trindade(2002)、Wagner等(2002)及 Dunlevy(2006)發現人員交流(社會資本)的貿易創造效應。鑒于此，我們借助海外在華留學生作為對象國擴大與華貿易的工具變量，分別進入了回歸(4)和回歸(8)，總體表明“漢語文化傳播”可以促進人員交流，從而通過間接機制擴大中國制造在海外的競爭力，基本可以驗證社會網絡效應的預期假說B。

表4 “漢語文化傳播”對貿易多樣性和“中國制造”海外地位的影響

（三）“漢語文化傳播”戰略合作對“中國制造”的時效性和國別差異性

1.時效性和滯后性的檢驗。“漢語文化傳播”政策通過在世界各地啟動孔子學院和孔子學堂，取得了良好的反饋，如受到當地政府和民眾對中華文化和漢語的喜愛，甚至出現了短暫的漢語熱，這有利于對象國和中國的商業貿易氛圍，但是這不足以證明“漢語文化傳播”政策對經貿交流產生了立竿見影的促進力。因為漢語文化傳播的第一輪效果(短期)在于提升雙方的人員交流以及旅游貿易的發展水平(Lien、Ghosh 和Yamarik，2014)。中華文化和語言傳播需要一個被對象國民眾認知和認同的過程，在中長期將對雙方工業品貿易帶來積極影響。為了檢驗“漢語文化傳播”的時效性或滯后性，我們分別選擇因變量滯后1期Yit-1、滯后5期Yit-5、滯后7期Yit-7進入方程，以此觀察“漢語文化傳播”戰略合作的政策影響。

表5給出了實證結果，在漢語文化傳播政策早期(2005—2010年)與中國展開合作的國家，貿易額水平從跨期或截面國別比較來看，增長都較高；相對來說，漢語文化傳播后期(2010年之后)的參與國家表現欠佳。原因可能在于后期參與政策合作的國家也可能在早期就與中國建立了漢語文化傳播戰略合作(即該類國家同時出現在兩期樣本中)，這體現了基于孔子學院啟動的漢語文化傳播政策效果存在時期遞減性。也就是說，第一次孔子學院文化項目啟動可以產生較大的反響和宣傳作用，進而擴大雙方交流的信息資本，有利于貿易量的上升；而隨后的第二期孔子學院項目啟動相比第一期，產生的反響和信息資本的積累量均較弱。

表5 多層滯后期的漢語文化傳播效果檢驗(因變量：出口額EX)

2.國別差異性的檢驗。鑒于中國的“漢語文化傳播”政策可能存在國別差異性，我們按照OECD將所有國家樣本分為發達國家組和欠發達國家組，然后分別觀察政策變量CCPi×Postt的估計系數。在回歸(7)和回歸(8)的比較中，我們發現非 OECD 組的系數值(解釋力度)相對較高，盡管只通過了10%的顯著性水平，但這仍然可以顯示出相對落后閉塞的欠發達國家更能夠從孔子學院為基礎的文化交流中獲得收益，因為語言的熟悉程度并不是孔子學院對經貿往來施加影響的唯一途徑(Lien等，2012)，孔子學院作為文化傳播中的信息交流平臺，更能夠減少非 OECD國家和中國間的信息不對稱，從而提升中國制造的出口水平。

（四）穩健性檢驗Ⅰ——旅游貿易替代產品貿易的視角

“漢語文化傳播”政策影響制造品貿易的結果可靠性仍待繼續檢驗。鑒于諸多學者認為語言文化的作用機制存在長期性和時滯性(Melitz和Toubal，2014)，5年或7年是否仍屬于短期影響？影響力的時效更可能存在 10年或者 15年之久嗎？鑒于孔子學院啟動和推進的年份尚晚(2004年中國成立“漢辦”，2005年才開始啟動)，我們無法獲知“漢語文化傳播”政策在 15年后的真實貿易影響數據。但是，Lien、Ghosh和Yamarik(2014)認為文化宣傳傳播在短期內可以促進人員交往和旅游業的發展，他們的經驗結果具有穩健性；OECD(2008)的經驗研究發現1995—2007年間國際文化旅游占到國際旅游的 47%(其中 2007年國際旅游中的文化旅游達到 40%)；國際旅游可以加深外國消費者對東道國的文化認知，使其廣泛接觸東道國傳統工業品和制造品，長期來看旅游貿易必然會帶動制造業商品的雙邊貿易(Eriyi?it等，2010；Shawn等，2011)。鑒于此，本文利用對象國居民來華旅游的數量進行再檢驗。

估計結果見表6，多組回歸較為一致地顯示 CCPi×Postt的系數顯著為正，且解釋力度大多高于表1的對應估計值。從政策時期比較來看，漢語文化傳播早期(2005—2010年)的旅游貿易拉動效果更明顯，且顯著性水平也有所提升，如回歸(1)～回歸(4)四組均通過了 5%的水平檢驗；而漢語文化傳播后期(2010年之后)的正向政策系數缺乏顯著性支持。從政策效果的滯后期比較來看，滯后2期解釋力度更高，這意味著我國與海外國家合作的孔子學院在短期內提升了人員交往程度。這表明在以旅游人數作為因變量的估計中，通過建立孔子學院的漢語文化傳播的正向政策效果在短期內即可被識別，這與 Lien等(2014)的研究保持了一致性。從長期來看，以人員交流為基礎的信息優勢必將積累起來，并逐漸通過傳導機制對產品貿易產生積極影響。

表6 因變量——旅游貿易替代產品貿易額

續表6

（五）穩健性檢驗Ⅱ——“漢語文化傳播”戰略合作發生概率預測值的再檢驗

前文估計樣本的配對思路在于，選擇沒有建立孔子學院的國家作為建立孔子學院的國家的參照對象。以下我們借助包群等(2011)的方法，利用 2005—2015年期間各國在不同年份可能與中國建立“漢語文化傳播”戰略合作的概率值(記為 P_ CCPi，通過Probit的二元選擇模型實現估計)，進而進行模擬化的反事實分析，即以樣本組國家(包括實驗組與參照組)建立孔子學院的概率預測值 P_ CCPi來替代倍差法估計中的各國“漢語文化傳播”戰略合作行為 CCPi，從而觀察在基于預測的實施“漢語文化傳播”國家概率情形下，“漢語文化傳播”政策是否能夠帶來中國的貿易量提升。該方法的優點在于可以在不用考慮處理組和對照組的區分前提下，利用反事實的預測值進行估計；且可以刻畫“漢語文化傳播”政策發生(t＝1)與否(t＝0)對經貿的影響方向和大小，具體結果見表7。

表7 基于預測概率值的估計結果(因變量：出口額EX)

我們分別通過Probit模型和Logit模型來估計確定各國開展孔子學院項目合作的概率值，并利用概率預測值P_CCPi分別再進入表7第(1)列和第(2)列重新進行估計，結果與上文保持了良好的一致性，即總體上在控制了國家規模和距離等要素后，P_CCPi×Postt的估計系數為正，且分別通過 10%和 5%顯著性水平檢驗，我們認為基于孔子學院項目合作的“漢語文化傳播”在一定時期后可以提升中國制造的出口水平，結果具有一定的穩健性。

六、結 論

中國“漢辦”成立于 2004年，目的在于通過孔子學院和孔子學堂在世界范圍內推廣漢語文化，從而加強世界與中國的聯系，這是在國際范圍內倡導“開放包容”和“自由交流”的信號。以建立孔子學院為契機的“漢語文化傳播”政策具有正面的宣傳效果，向世界展示中華語言文化的積極因素，如“和而不同”的孔子精神，這有利于世界各國人民充分了解中國的歷史和文化價值觀。人們對于異類文化和事物只有在認知的基礎上，才會產生認同和好感(偏好)。本文借助 Felbermayr等(2010)的貿易信息成本模型，突出漢語文化傳播作為信息成本的函數影響雙邊貿易流，進而通過(多學科廣為運用的)自然實驗法 DID來識別“漢語文化傳播”政策的經貿拉動效果。按照是否與中國合作建立孔子學院為“友好關系和交流”變量，將全球與中國存在經貿往來的國家分為實驗組(存在“漢語文化傳播”合作關系的國家)和對照組(無合作的國家)。鑒于以孔子學院為基礎的“漢語文化傳播”存在(2005—2010年)和(2010年至今)兩個差異化階段，我們利用多重估計方法針對多重樣本(截面和時期子樣本)進行估計，較為一致地表明“漢語文化傳播”政策對于拉動中國對外經貿交往是一種積極因素。我們的發現還可以歸納為:(1)“漢語文化傳播”對中國制造的貿易拉動存在多重影響機制，包括消費偏好效應、社會網絡效應；中國“漢辦”在海外的文化推廣政策有利于海外居民了解中華語言和文化，這有利于促進外國民眾對中國制造品的認知和偏好需求；而文化推廣政策通過擴大了人員交流促進了商業社會網絡的形成，從而有利于提高“中國制造”品在海外的競爭力。(2)“漢語文化傳播”對經貿的影響具有時滯性，短期內文化傳播存在即刻的宣傳(或轟動)效應，如短期內對旅游貿易的拉動較為顯著，但文化傳播對于經貿發展更在于長期的潛移默化影響。(3)“漢語文化傳播”對經貿影響具有國別差異性，相較 OECD 國家來說，欠發達(封閉的)國家更能夠從孔子學院的交流平臺中獲得收益。當然，我們的經驗研究結果尚待繼續檢驗。