出口价格、出口品质与贸易联系持续期，本文主要内容关键词为：品质论文,价格论文,贸易论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
随着我国经济增长进入“新常态”，对外开放型经济发展也步入了新阶段。当前对外贸易正处于增速的换挡期和结构的转型期，逐步从高速增长阶段进入中高速增长区间，因而如何保持出口贸易的平稳发展成为当前亟待研究的问题。面对复杂而多变的国际市场，为保持中国贸易的可持续增长，一方面需要培育新的出口市场、开发新需求，降低对发达国家市场过度依赖的风险，完成出口方向的多元化布局；另一方面要维持和加强与现有出口目的地市场的联系，为国内出口企业营造可预期稳定的外部环境（陈勇兵等，2012；李永等，2013）。 关于出口贸易的平稳发展，已有的研究往往集中在对出口市场多元化等问题的分析上。出口市场的多元化固然有助于贸易市场范围的开拓和贸易规模的增长，但是如果在多元出口市场中，一国的产品频繁进入和退出市场，可以发现其对于保障出口平稳发展的作用就会受到很大的限制。因此，最新的研究逐步聚焦在关于一国贸易联系持续期及其影响因素的探讨上。所谓贸易联系持续期是指向某个国家或地区出口商品的行为持续的时长，一段未有中断的贸易联系所持续的时间长度称为持续期。现有研究发现，无论是发达国家还是发展中国家，出口贸易联系持续期均较短，这无疑对于一国贸易平稳发展具有不利的负向冲击效应。在出口贸易联系持续期影响因素的研究方面，出口产品差异、出口商特征、产品类型、市场结构等因素，均被视为出口平稳发展的重要影响因素（
和Prusa，2006a；Hess和Persson，2010）。但是，在上述研究中往往忽略了产品层面的关键特征——出口价格与出口品质——对贸易联系持续期的探讨，因而相关结论存在一定的局限性。 针对文化贸易发展而言，改革开放以来我国对外文化贸易规模不断扩大，贸易结构逐步优化，文化产品进出口总额从2003年的60.9亿美元增长至2013年的274.1亿美元，年均增长16.2%。但与中国的贸易大国形象形成巨大反差的是，目前中国文化产品的国际贸易规模仍然相对偏小，且核心文化产品和服务贸易的逆差仍然存在。与传统的农产品和工业制造品贸易不同，文化贸易发展的重要意义不仅在于出口规模的扩张，更在于其具有较强的政治、经济和文化效应。近年来，越来越多的国家开始审慎认识和发展文化贸易。党的十八届三中全会指出，要加快发展文化产业，提升文化贸易的总体竞争力。2014年国务院发布了《关于加快发展对外文化贸易的意见》进一步强调，到2020年通过培育一批具有国际竞争力的外向型文化企业，提高文化产品的核心竞争力，进而促进文化贸易快速发展和国际竞争力的提升。 基于上述事实，本文从贸易联系持续期的视角，对于文化贸易平稳发展的重要影响因素做深入分析。目前，在有关文化出口产品层面影响因素研究中，仅有邵军等（2014）和张欣怡（2015）基于贸易联系持续期视角，采用出口目的地特征与相关宏观层面等因素进行了探讨。相对于上述研究，本文在文化出口产品—目的国的维度下，基于1996-2013年中国文化贸易HS6位码数据，通过构建文化产品的出口品质、出口价格与出口贸易联系持续期等指标，实证研究了多种动态特征下文化出口贸易联系持续期的影响因素。 一、文献综述 1.出口贸易联系持续期 出口贸易联系持续期反映了一国贸易联系的稳定性，对于一国贸易发展具有重要的意义。国外文献研究发现，产品层面或者企业层面的贸易联系持续期通常较短。
和Prusa（2006a）最早利用生存分析法研究了美国进口贸易的持续时间，结果发现美国进口贸易的平均持续时间仅为2～4年，而且贸易持续时间呈现出明显的时间依存性，即出口增长除了沿着集约边际（已有贸易关系的深化）和扩展边际（新产品或新市场的扩张）实现以外，生存时间是其重要的维度之一。Hess和Persson（2010）研究也发现欧盟超过半数的进口贸易联系仅仅持续1年左右。在产品层面上，
（2008）用SITC 4位数的数据研究了46个国家出口持续时间，所有区域出口的中位持续时间仅为l～2年。Nitsch（2009）用CN-8位数的贸易数据研究了德国进口产品贸易的持续时间，也发现多数贸易关系的持续时间仅为1～3年。在企业层面上，Volpe-Martincus和Carballo（2008）研究秘鲁企业的出口持续时间，得出其中位持续时间仅为1年。Esteve-Pérez等（2013）对西班牙企业层面出口贸易持续时间研究发现，企业出口持续时间仅为2年，其中47%的出口持续时间在第一年后就结束了。 在针对中国样本研究中，与国外研究结论一致，多持续期视角下的诸多研究均发现，我国出口贸易联系持续期较短。在产品层面，邵军（2011）基于1995-2007年HS6位编码出口数据统计发现，我国出口贸易联系持续期均值仅为2.5年，并且Kaplan-Meie估计显示贸易联系生存概率呈快速下降的态势。在企业层面上，陈勇兵等（2012）研究发现中国企业的出口持续时间均值不到2年，且存在明显的时间依存性。蒋灵多和陈勇兵（2015）进一步基于多产品出口企业内异质产品视角研究发现，中国多产品出口企业普遍存在，且出口持续时间较短。在出口目的国维度，李永等（2013）依据生存分析法选取中国37个主要出口目的地的样本数据发现，中国出口贸易联系持续期较短，并且生存概率呈快速下降趋势。 2.出口贸易联系持续期的影响因素 进一步地，在对于出口贸易联系持续期影响因素的探究方面，现有文献研究发现，出口产品差异、出口商特征、产品类型、市场结构等因素等均对贸易联系持续期产生了显著的影响效应。
和Prusa（2006b）基于产品差异视角研究发现，同质产品比异质产品贸易联系中断的风险概率更高，初始贸易额越大贸易联系持续期越长。Obashi（2010）研究指出，中间产品出口持续期往往比最终产品贸易具有更高的稳定性。Brenton和Newfarmer（2009）研究也发现，若一国出口多种商品至同一出口目的国，可显著提升该国的出口贸易联系持续期。Hess和Persson（2010）研究欧盟进口贸易联系期影响因素发现，出口贸易联系持续期受到出口商特征和市场结构等因素的显著影响。 国内对于出口贸易联系持续期影响因素的研究中，陈勇兵等（2012）研究发现，传统引力模型变量对持续时间的影响与其对于贸易流量的影响类似，企业层面的特征会对持续时间产生显著影响。杜运苏和杨玲（2013）、邵军（2011）等实证研究发现，初始贸易额、出口目的地市场规模、出口商品类型、商品单位价值、汇率稳定等都会对贸易联系持续期产生显著影响。冯伟等（2013）以我国纺织品出口为样本研究认为，进口国的人均消费能力、产品出口差异化率及贸易距离等均会影响贸易联系持续期。 然而，对于文化出口产品层面影响因素分析，目前仅有邵军等（2014）、张欣怡（2015）基于贸易联系持续期视角，从文化产品层面出口目的地市场规模、产品单位价值、初始贸易规模、是否存在前期贸易联系等因素进行了分析，而对于文化产品自身特征，特别是价格与品质因素的影响尚缺乏相关经验分析。 3.现有研究的不足和本文的贡献 从国内外文献来看，一国贸易联系持续期普遍较短，究竟如何认识和把握出口产品频繁进入和退出国际市场？一部分文献认为信息不完全性可能是导致企业频繁进出国际市场的关键影响因素，即企业进入国际市场需要充分信息，既包括对出口市场情况的了解，也包括对自身平均成本的认识（邵军等，2014）。总体而言，现有文献对于贸易联系持续期影响因素的研究，仍然存在诸多不足。首先，在研究视角上，目前国内外文献对于出口贸易联系持续期影响因素的分析，主要从出口目的国、出口市场、贸易壁垒等宏观层面因素，忽略了对文化贸易联系持续期具有关键影响因素——产品特征，特别是出口价格和出口品质的分析，这使得相关结论具有一定的局限性。其次，一国出口贸易联系持续期的长短可能与该国形成的出口模式——“低质竞价”还是“高质竞价”存在紧密关联，显然现有文献忽略了对上述影响效应的研究。最后，在文化贸易的经验研究上，对于不同文化产品种类影响因素的差异考虑不足，这也使得对于文化贸易发展的差异化政策措施的实施缺乏相关的经验证据支撑。 因此，与现有研究相比，本文研究将在以下几方面提供有益的补充和拓展。通过构建产品层面关键影响因素指标，采用负二项回归模型等多种回归估计方法，实证分析相关影响因素对贸易联系持续期的内在作用机制，从而厘清了文化贸易平稳发展的阻碍因素。此外，本文通过对文化出口价格、出口品质与贸易联系持续期等指标的界定，尤其是对于不同核心文化产品和不同维度下的贸易联系持续期样本的研究，深入地分析了上述因素对于文化出口贸易联系持续期的影响效应，同时也为文化贸易出口模式的选择提供了经验证据。本文相关研究结论对于稳定文化贸易出口联系以及文化贸易的差异化发展政策的实施和优化提供参考依据。 二、模型设计 1.计量模型构建 遵循Hashmi（2013）的研究逻辑，文化产品出口的贸易联系持续期服从泊松分布回归模型（Poisson Regression Model）或更具一般性的负二项分布回归模型（Negative Binominal Regression Model）。总体来看，文化产品出口贸易联系持续期分布的回归模型可设定为：
其中，
表示产品i年份t在出口目的国j的贸易联系持续期，
是一系列解释变量的集合，
是服从如下形式的伽马分布，即
。显然，当α=0的时候，负二项分布形式的式（1）就退化为标准的泊松分布模型。 将方程式（1）两边同时取对数，借鉴Brenton和Newfarmer（2009）、Hess和Persson（2010）模型构建思路，可得本文所需的计量模型框架：
其中，
指本文构建的产品（6位码）×出口目的国×年份角度下的出口持续期指标。对于贸易出口持续期的计算，与Nitsch（2009）、邵军等（2014）等文献一致，本文定义为“某文化产品在某一年开始出口到某国，直到某一年从该国退出，该出口行为所持续的年份即为该文化产品的贸易联系持续期”。与上述文献一致，本文以样本数据的考察期初始年份1996年作为基期年份。因此，本文从“文化产品一出口目的国—年份”三个角度对1996-2013年文化出口持续期进行计算，通过测定得到出口持续期条目76930条。
为文化产品出口价格指标。出口价格可以客观评价和反映一国参与国际分工的地位。对于多数风险规避型的贸易方来说，产品出口价格高会额外产生一定的风险，即出口价格的提高会使贸易方付出更多的投入和承担更多的风险，这在一定程度上会阻碍贸易双方贸易关系的进一步深化，对贸易联系持续期产生显著的负向效应（冯伟等，2013）。因此，本文选取文化产品离岸价格的相对价格指标，即单位出口价格与该产品的HS大类平均单位出口价格之比作为出口价格，以研究其对于文化贸易联系持续期的影响效应。
是本文构建的文化贸易出口品质指标。Nitsch（2009）认为产品品质越高，往往具有较高的产品复杂度，对应的贸易关系持续时间越长。李坤望等（2014）研究发现，出口企业以价格竞争为特征的“低价—低品质”策略进入出口市场，其出口贸易联系持续期往往具有极大的脆弱性，一方面容易遭受反倾销等贸易壁垒的冲击；另一方面也会受到相关产品市场竞争的影响。因此，往往只有较高品质的产品能够保持较长的存续期。根据Piveteau和Smagghue（2013）的研究，通过FOB方式的出口额与出口数量间的比值计算的单位出口价值作为出口品质存在测度误差问题，因为通过上述信息计算的产品价格不仅仅涵盖了产品品质信息，同时包含了产品成本以及国家间的出口比较优势等信息。针对内生性问题，本文在借鉴Piveteau和Smagghue（2013）研究思路的基础上，对于文化贸易产品品质采用文化产品进口第三国的真实汇率作为工具变量，解决出口产品价格和需求之间的内生性问题。理由在于，进口产品来源国的真实汇率变化带来的冲击，会对企业产品价格造成影响，但不会直接影响到出口国的消费者需求，也不会直接影响到企业出口产品品质。因此，通过需求结构模型可以得到本文构建的文化贸易出口品质指标的计算公式①：
其中，
表示在一个估计策略单元下的出口额，而这个估计所需样本单元的三个维度i×j×t依次表示的是出口产品种类（6位码）×出口目的国×年份；l-σ为本文需要估计的需求价格弹性系数。 itrade是文化产品某一出口目的国的文化产品初始贸易额。初始贸易额代表了贸易双方的了解程度，因而可能会直接影响持续期的长度。在贸易双方信息不对称条件下，进口商往往在贸易初始阶段只进行较小份额的试探性进口，一方面了解出口商的产品特性，同时也考察出口商的供应能力。因此，初始贸易出口规模较大，往往反映出进口商对于供应商的信任和需求，其贸易联系持续期往往也会较长（Rauch和Watson，2003；Esteve-Pérez等，2013）。
为一系列控制变量，主要包括：
是以2005年不变价为基准的人均GDP。根据Bastos和Silva（2010）的研究，经济发展水平较高的经济体，对于文化产品进口的需求也较高，因而对于相应文化贸易联系持续期的稳定具有一定的积极效应。
表示与中国是否为同一文化圈的虚拟变量，设置的方法是，如果某国的第二语言为中文，即将之视为与中国具有相同需求偏好的同一文化圈。Oh（2001）研究发现，如果两国的语言相同、文化背景和传统文化相通，则意味着两国间文化距离越近，其中一国出口的文化商品越容易为另一国民众所接受和喜爱，对文化产品的内在需求也越高，促进相关出口产品的增长（臧新等，2012），这无疑对于文化产品出口持续期的稳定具有促进作用。
指出口产品目的国和中国的贸易地理距离的对数。
指出口目的国是否临海，是则为0，否则为1。根据传统引力模型的相关理论，与空间距离较远的国家、内陆国家、非接壤国家等开展贸易的成本相对较高。
指出口目的国的人口数，预示其文化产品的潜在消费市场规模。Linnemann（1966）验证了人口规模与进口额存在显著的正相关关系，即较多的人口意味着较大的需求，因此人口规模的变化可能会对文化进口产生影响，促进出口国相关产品的持续性。另外，本文使用文化产品种类系列虚拟变量
反映出口产品种类的固定效应，控制方程中产品种类层面的不可观察因素。同理，使用年份系列虚拟变量
以控制时间趋势上固定效应。
表示随机扰动项。 2.数据来源 根据联合国教科文组织的阐释，文化产品是传播思想、符号和生活方式的消费品，它能够提供信息和娱乐，进而形成群体认同并影响文化行为。因此，本文对于文化产品的定义与联合国教科文组织的阐释（UNESCO，2005）一致，即文化产品主要分为核心文化产品和相关文化产品，其中核心文化产品主要包括文化遗产类、出版物类、音乐和表演艺术类、视觉艺术类和视听艺术类，而相关文化产品主要是指那些用以支持核心文化产品创造、生产和销售的辅助设备、材料以及服务等。根据UNESCO（2005）的定义，文化产品均有对应的名称和HS96-6位数编码，根据相应编码和联合国贸易统计数据库（UNCOMTRADE），本文整理得到了1996-2013年105220条中国进出口文化产品数据②。 相关贸易统计数据主要来自联合国贸易统计数据库；相关文化特征、地理特征数据主要来源于CEPII数据库；出口目的国的三产比重、2005年不变价为基准的人均GDP等数据主要来源于世界银行统计数据库。在进行文化贸易持续期指标的构建之前，要进行以上各类数据的合并处理，本文也对变量进行了相应的标准化处理。 三、实证分析 1.基准回归结果 表1是对本文计量模型的负二项面板固定效应的回归结果。从估计结果来看，文化贸易出口品质和出口价格对出口贸易联系持续期存在显著的影响差异。从贸易联系持续期对出口品质的回归结果来看，不论是否控制出口价格变量以及年份和产品种类固定效应，出口品质变量的估计系数均在1%统计水平上显著为正，即文化贸易出口品质对出口贸易联系持续期存在显著的正向促进关系，这说明出口产品品质越高，往往具有较高的产品复杂度，不易遭受国际市场贸易壁垒和市场价格竞争等因素的冲击，因而能够保持较长的出口贸易联系持续期，这与Nitsch（2009）的研究结论一致。上述结论也从侧面反映了出口持续期较长的企业往往是非采用价格竞争方式的企业，而是以高于市场价格的“高价格—高品质”方式销售产品（李坤望等，2014）。进一步，在出口价格估计中，其估计系数基本在1%统计水平显著为负，这在一定程度上说明出口价格对贸易联系持续期产生了显著的负面抑制效应，即出口价格越高，其产品的贸易联系持续期越具有脆弱性。事实上，与上文所预计的一致，对于多数是风险规避型的贸易方来说，较高的出口价格往往会额外产生一定的风险，即出口价格的提高会使贸易方付出更多的投入而承担更多的风险，这在一定程度上会阻碍贸易双方贸易关系的进一步深化，因而会对贸易联系持续期产生负向效应（冯伟等，2013）。 对于模型中其他关键解释变量，文化产品初始贸易额（itrade）估计系数在1%统计水平上显著为负，这与“初始贸易出口规模较大，往往反映了进口商对于供应商的信任和需求，其贸易联系持续期往往也会较长”结论不一致（Rauch和Watson，2003；Esteve-Pérez等，2013）。事实上，本文的发现在一定程度上说明文化贸易依靠“量”的扩张实现贸易增长，往往会遭到出口目的国反倾销等贸易壁垒的冲击，进而会在一定程度上加剧文化产品的出口贸易联系持续期的脆弱性（周升起和兰珍先，2013）。出口目的地经济发展水平变量（gdper）估计系数显著为正，即出口目的国较高的经济发展水平，对于中国文化产品出口贸易联系持续期具有显著的促进效应，验证了“林德尔假说”。中华文化圈的虚拟变量（culture）估计系数均显著为正，表明与出口目的地语言相同或文化背景相似，意味着文化距离越近，一地出口的文化商品就越容易为另一地民众所接受和喜爱，对文化产品的内在需求也越高，对于文化产品出口持续期的稳定具有促进作用。与传统引力模型结论一致，地理距离变量（ldist）和内陆国虚拟变量（land）估计系数与文化产品出口贸易联系持续期间存在显著的负相关关系，即地理距离越远，在其他条件相等的情况下，较高的贸易成本使得贸易关系在面对外部冲击时更加脆弱，增加失败的风险（Fugazza和Molina，2011）。此外，人口规模（pop）估计系数显著为正，说明出口目的国人口规模越大，潜在消费市场越大，因而会对文化进口产生正向影响，促进出口国相关产品持续出口，这与Linnemann（1966）的研究结论一致。 2.不同文化产品类别的回归估计
根据联合国教科文组织的阐释（UNESCO，2005），文化产品主要分为核心文化产品和相关文化产品，核心文化产品对于一国文化贸易的发展和软实力的提升具有重要的意义和价值。从贸易联系持续期的变化趋势来看，与总体样本一致，不同核心文化产品的持续期均呈现一定的上升趋势。新媒体、其他可视品、绘画作品、图书、其他印刷品和遗产物品等核心文化产品贸易联系持续期均值显著高于总体样本均值。而体现一国核心文化产品竞争力的报纸期刊、摄影、音乐制品和电影等贸易联系持续期的均值较低，显然对于中国文化贸易的稳定和可持续发展有一定的不利影响。基于上述核心文化产品分类和中国文化出口贸易联系持续期差异化变动的事实，本部分进一步对不同的核心文化产品样本的贸易联系持续期影响因素进行分析。 表2是不同的核心文化产品种类的负二项回归估计结果。从表中列（1）～（8）的估计结果来看，在考虑到年份固定效应后，出口品质（quality）变量估计系数基本在1%统计水平上显著为正，这进一步说明文化贸易出口品质与贸易联系持续期存在显著的正相关关系，即出口产品品质越高，其产品出口往往不易遭受国际市场贸易壁垒和市场价格竞争等因素的冲击，因而对于贸易联系持续期的稳定具有正向促进效应。但是从文化产品出口价格（price）的估计结果来看，不同核心文化产品样本的估计系数存在显著的差异性。与基准模型估计一致，体现一国核心文化产品竞争力的报纸期刊、音乐制品和其他可视品等核心文化产品，出口价格估计系数显著为负，进一步说明较高的出口价格往往会额外产生一定的风险，使贸易方付出更多的投入和承担更多的风险，在一定程度上会对贸易联系持续期产生显著的负向效应（冯伟等，2013）。而对于核心文化产品贸易联系持续期较高的样本，如绘画作品、图书、新媒体和其他印刷品等出口价格估计系数显著为正，这可能表明对于这些核心文化产品种类，出口价格的负向抑制效应由于其较高的出口品质得到了缓解和消除，加之文化产品消费具有“理性成瘾”的特性（邵军等，2014），在文化产品的品质和持续期达到一定的水平后，即使产品出口价格较高，对贸易联系持续期的稳定性冲击也不再显著，甚至呈现正向促进效应。
模型的其他变量估计结果也与表1基本一致。其中，文化产品初始贸易额（itrade）估计系数基本为负，进一步说明文化贸易如果是依靠“量”的扩张实现贸易增长，会在一定程度上加剧文化产品出口贸易联系持续期的脆弱性（周升起和兰珍先，2013）。出口目的国经济发展水平变量（gdper）、人口规模变量（pop）、同属中华文化圈的虚拟变量（culture）等估计系数基本显著为正，与文化产品出口贸易联系持续期存在显著的正相关关系，而地理距离变量（ldist）和内陆国虚拟变量（land）估计系数基本为负，与文化产品出口贸易联系持续期存在显著的负相关关系。这说明在其他条件相等的情况下，较大的市场需求规模增强了贸易关系的抗风险能力，延长了出口贸易联系的持续期，共同语言和共同边境也可以降低失败风险，然而，较高的贸易成本则使得贸易关系在面对外部冲击更加脆弱，增加失败的风险，与内陆国家的贸易关系持续时间也会减短（Fugazza和Molina，2011；陈勇兵等，2012）。 3.不同维度下出口贸易联系持续期样本回归分析 从另一个角度看，不同的出口贸易关系随着出口时间的延续，出口品质和出口价格对出口贸易关系持续期的影响也存在显著差异（李坤望等，2014）。从出口持续期分样本来看，与总体出口品质变动趋势一致，不同持续期的出口品质同样呈现“先下降后上升”的U形变化趋势。其中，长期持续存在、至少持续两年、反复进入、退出和进入的出口品质的均值呈现“由高到低”的变化特征。持续期均值为12.2、11.2、10.6、9.9和8.4。长期持续存在和至少持续两年等样本的出口品质表现出一定的波动增长的态势，退出类型样本的出口产品品质表现出一定下降趋势，而进入和反复进入两种类型样本出口品质变动趋势较为平稳③。在不同存续期样本中，“进入”类型样本的出口品质低于其他类型样本，说明以较低的出口品质进行出口可能是造成中国文化贸易联系持续期较低的重要原因，而“退出”样本出口品质显著的下降态势，可能是中国贸易联系持续期下降因素的主导因素。基于不同出口持续期样本存在的显著差异性，本节进一步将出口持续期分为5个样本组，分别考量不同持续期样本中，文化出口价格和出口品质对出口贸易联系持续期的影响效应。 表3是对不同持续期样本采用负二项固定效应的回归结果。与表1的基准估计结果一致，文化贸易出口品质在不同持续期样本的估计系数均显著为正，说明不论文化产品出口持续期处于何种阶段，出口产品的品质越高，越能够抵御国际市场贸易壁垒和市场价格竞争等因素的冲击，越有助于文化贸易联系持续期的稳定和发展。但是，在不同持续期样本中，出口价格（price）的估计系数存在显著性的差异，“长期持续存在”和“至少持续两年”的估计系数显著为正，而“进入”“退出”和“反复进入”估计系数显著为负，这种具有显著差异性的回归结果进一步说明，对于贸易联系持续期较为稳定的样本，即使出口价格较高，其出口价格的负向抑制效应已经由于其较高的出口品质得到了缓解和消除，加上文化产品消费具有“理性成瘾”的特性（邵军等，2014），其对贸易联系持续期的稳定性冲击呈现正向促进效应。与表1一致，“进入”“退出”和“反复进入”出口价格的估计系数显著为负，进一步说明在较短出口持续期样本中，较高的出口价格往往会使贸易方付出更多的投入和承担更多的风险，尤其是对于贸易联系持续期短的样本，这种负向冲击效应更为显著（冯伟等，2013）。 其他控制变量的回归结果也与表1基本一致。其中，文化产品初始贸易额（itrade）估计系数基本显著为负，说明初始贸易额较高意味着贸易成本和风险较高，不利于贸易联系持续期的稳定和发展。出口目的国经济发展水平变量（gdper）、同属中华文化圈的虚拟变量（culture）、人口规模（pop）等估计系数均显著为正，而地理距离变量（ldist）和内陆国虚拟变量（land）估计系数显著为负，即出口目的国经济发展水平越高、人口规模越大、文化和地理距离越相近，对我国文化产品出口的贸易联系持续期稳定越具有显著的促进效应。 四、稳健性检验 1.内生性问题的处理 在上述回归分析中，文化出口品质、出口价格与出口贸易联系持续期可能会因为内生性问题，导致估计结果的不可靠。一方面，虽然在回归方程中，我们已经控制了一系列与文化出口产品特征及目的国特征等影响出口贸易持续期的相关变量，但仍然可能会遗漏一些难以界定的重要变量。另一方面，因变量与解释变量之间由于逆向因果关系可能导致内生性问题，即文化出口持续期也可能影响到文化贸易出口品质和出口价格。如果企业能够长期维持对出口目的国的文化产品出口，不仅能够由于企业出口的规模效应降低出口成本，同时也能够为企业的品牌塑造、产品升级等品质营销策略的实施提供足够的空间和动力。因此，针对可能存在的内生性问题，本文进一步采用两步法动态系统GMM方法进行回归估计④。 表4是对模型采用两步法动态系统GMM方法回归结果。从表中列（1）～（6）的估计结果可以发现，与表1基本一致，贸易出口品质均在1%统计水平上显著为正，说明贸易出口品质对出口持续期具有显著的促进效应，即出口产品品质越高，越能够保持较长的出口贸易联系持续期。进一步，在出口价格估计中，其估计系数基本在1%统计水平显著为负，这同样说明出口价格对贸易联系持续期产生了显著的负面抑制效应，即出口价格越高，其产品的贸易联系持续期越具有脆弱性。 模型的关键变量和控制变量的估计结果也基本与表1保持一致。其中，文化产品初始贸易额（itrade）估计系数基本在1%统计水平上显著为负，说明如果文化贸易依靠“量”的扩张实现贸易增长，往往贸易联系持续期具有极大的不稳定性。出口目的国经济发展水平变量（gdper）、人口规模（pop）等估计系数显著为正，意味着文化产品具有更多的购买者和更强的购买力，其衍生的潜在需求有助于贸易联系持续期的稳定。同属中华文化圈的虚拟变量（culture）的估计系数显著为正，而地理距离变量（ldist）的估计系数显著为负，说明文化距离和地理距离越近，对我国文化产品出口的贸易联系持续期的稳定越具有显著的促进效应，这与Oh（2001）研究结论一致。
2.不同持续期划分标准 为了度量出口关系的进入与退出，目前有两种不同的准则，即“两年判断标准”与“三年判断标准”。“两年判断标准”的出口关系状态判断方法，可能会出现样本的偏失定义问题，对仅存在一年的出口关系出现定义误差（Eaton等，2007）。“三年判断标准”通过观察出口关系三年的情况，将出口关系的状态划分为新进入、持续存在与退出共三种状态，克服了上述缺陷（见表5）。因此，与Eaton等（2007）一致，本文进一步采用“三年判断标准”对不同持续期进行重新定义和检验。
表6是采用三年判断标准对出口贸易联系持续期的估计结果。与表1估计一致，出口价格（price）和出口品质（quality）估计系数存在显著的差异。其中，不论是否考虑文化产品种类与年份固定效应，出口品质（quality）估计系数基本显著为正，而出口价格（price）估计系数存在显著的差异性，持续存在样本的出口价格估计系数在1k的统计水平上显著为正，而退出和新进入样本的出口价格估计系数则为负，特别是新进入样本的出口价格估计系数显著为负。这说明对于贸易联系持续期较短的样本，文化产品出口价格越高，对贸易联系持续期的稳定负面效应越显著，越不利于贸易持续的稳定。模型的其他关键解释变量均与上文一致，不再赘述。 3.贸易联系持续期模型估计的进一步讨论 对于贸易联系持续期影响因素的探究，实际上还可以采用统计学领域的生存分析的风险模型（Hazard Model）进行实证分析。对于风险分析模型而言，与上文因变量贸易联系持续期不同，其因变量是风险率，自变量是影响风险率的各种因素。风险率越高，意味着贸易联系在单位时间内终止的概率越高⑤。与邵军（2011）一致，本文首先使用Cox（1972）提出的Cox-PH比例风险模型考察各种因素的影响，Cox-PH模型在生存分析中应用非常广泛，优点在于并不需要对基准风险函数的具体形式做事先假定。但个体间如果存在未观测到的异质性，就有可能影响估计结果的准确性，因而对异质性进行控制很有必要。因此，我们还将使用两种常用的参数风险模型——Weibull和Exponential模型——来分析贸易联系持续期的决定因素，以对异质性影响因素进行控制。 表7是对模型采用不同风险估计模型的回归结果。从表中不同估计方法的估计结果来看，贸易出口品质（quality）均在1%统计水平上显著为负，这说明贸易出口品质越高，贸易联系持续期风险则越低，即对出口贸易联系持续期的生存概率正向影响也就越大，这与表2的基准回归估计结果是一致。同样，在出口价格估计中，其估计系数基本在1%统计水平显著为正，即出口价格与贸易联系持续期间存在显著的正相关关系，这在一定程度上说明出口价格越高，贸易联系持续期生存概率越低，即加剧了贸易联系持续期的脆弱性。
模型的关键变量和控制变量的估计结果也与表1一致。其中，文化产品初始贸易额（itrade）估计系数基本在1%统计水平上显著为正，说明如果文化贸易依靠“量”的扩张实现贸易增长，往往加剧了贸易联系持续期的风险。出口目的国经济发展水平变量（gdper）、人口规模（pop）等估计系数显著为负，意味着文化产品具有更多的购买者和更强的购买力，其衍生的潜在需求有助于提升贸易联系持续期的生存概率。同属中华文化圈的虚拟变量（culture）的估计系数显著为负，而地理距离变量（ldist）的估计系数显著为正，说文化距离和地理距离越近。越有助于降低我国文化产品出口的贸易联系持续期的风险，与Oh（2001）研究结论也是一致的。 五、主要结论与启示 贸易联系持续期对于一国出口贸易的平稳发展具有重要的影响意义，如何认识出口价格和出口品质对一国出口贸易联系持续期的影响？本文基于1996-2013年中国文化贸易HS6位码数据，通过构建文化贸易出口品质、出口价格以及贸易联系持续期指标，采用多种回归模型进行实证分析发现如下文。
第一，文化出口品质对贸易联系持续期存在显著的促进作用，即出口产品品质越高，文化出口越不易遭受国际市场贸易壁垒和市场价格竞争等因素的冲击，越能够保持较长的出口贸易联系持续期。但出口价格对贸易联系持续期产生了显著的负向抑制效应，即较高的出口价格加剧了贸易联系持续期的不稳定和脆弱性，使得贸易方付出更多的投入和承担更多的风险，阻碍贸易双方关系的进一步深化。第二，在不同的文化产品分类样本中，出口品质与贸易联系持续期均存在显著的正相关关系，但是出口价格与贸易联系持续期的关系在不同文化产品种类中存在显著的差别。其中，在体现一国文化产品竞争力的报纸期刊等核心文化产品中，出口价格对贸易联系持续期产生了显著的负向效应，而在其他国内具有较高的出口品质的核心文化产品的样本中，出口价格的负向抑制效应则得到了缓解和消除。第三，在不同维度下的持续期样本中，出口价格同样存在显著的差异性。较短出口持续期或者持续期不稳定的样本中，较高的出口价格往往会使贸易方付出更多的投入和承担更多的风险，使得负向抑制效应更为显著。而对于贸易联系持续期较为稳定的样本，即使出口价格较高，其出口价格的负向抑制效应已经由于其较高的出口品质得到了缓解和消除，加上文化产品消费具有“理性成瘾”的特性，其对贸易联系持续期的稳定性冲击甚至呈现正向促进效应。 本文通过基于产品层面文化贸易联系持续期的影响因素的分析，对文化贸易联系持续期的稳定和文化出口的可持续发展提供了一定的启示意义。基于本文的研究结论，我们提出以下几点政策建议。第一，要继续着力提升中国文化贸易的出口品质。从本文分析中可以发现，文化出口品质对于贸易联系持续期的稳定具有显著的促进效应。因此，为了文化贸易联系持续期的稳定以及贸易规模的可持续增长，要积极鼓励和引导文化企业加大内容创新力度，创作开发体现中华优秀文化、展示当代中国形象、面向国际市场的文化产品和服务，同时增加对文化出口产品和服务的研发投入，开发具有自主知识产权的关键技术和核心技术，提升文化贸易国际竞争力。第二，积极制定相关出口政策，引导和调整文化贸易出口的价格竞争模式。在本文分析中，文化产品出口价格与贸易联系持续期间存在显著的负向抑制效应，并且这种抑制效应在贸易联系持续期短以及体现中国核心文化产品出口的国际竞争力中尤为显著。当前较低的出口价格虽然一定程度上有助于出口规模的增长，但是该价格竞争的出口模式隐含巨大的出口脆弱性问题，尤其对于贸易联系持续期的稳定和贸易发展具有显著的负面效应。因此，要适时调整文化贸易政策，提升文化贸易可持续增长能力，可能会有利于中国文化出口模式的优化和贸易联系持续期的稳定。第三，要进一步挖掘发达市场的文化贸易潜力，促进文化贸易联系持续期的提升。在本文分析中，经济发展水平对贸易联系持续期稳定具有显著的正向效应。考虑到文化消费具有“理性成瘾”特征，发达国家具有高品质的文化消费需求，因此，要积极鼓励和支持我国文化产品市场积极向发达国家进行倾斜，重点研究发达国家市场动态，促进与发达经济体文化贸易出口规模和贸易联系持续期的提升。 ①详细构建过程可跟本文作者索要。 ②本文选取1996-2013年作为考察期，主要原因在于，1996年前中国文化贸易规模处于较低水平，文化贸易发展较为低迷，自20世纪90年代以来，科技进步与经济的共同发展催生了人类更高层次的精神需求，促进了全球文化产业的蓬勃发展。根据联合国教科文组织的调查报告，全球的文化贸易总额从1980年的953亿美元增长到1998年的3879亿美元，但是这些贸易绝大部分是在少数发达国家之间进行的。 ③“长期持续存在”是指对某一目的国，持续出口文化产品达9年以上；“反复进入”指对某一出口目的国出口文化产品存在2个以上间断年份。“退出”指文化产品在样本观察期2012年以前对某一出口目的国未再出口，同样“进入”指产品在样本观察期1997年以后对某一出口目的国进行出口。 ④本文同样对于不同文化出口产品类型和不同贸易持续期样本，进行了两步法动态系统GMM估计，相关变量估计结果仍与上文表2和表3一致，限于篇幅，本文未予报告。 ⑤由于风险模型因变量是生存风险率，而上文模型因变量为出口贸易持续期，因此三种风险模型估计结果中出口价格、出口品质与贸易联系持续期的估计系数均与上文相反。
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