文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的影響*

鄭義，林恩惠，戴永務(wù)

(福建農(nóng)林大學(xué) 管理學(xué)院，福州 350002)

文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的影響*

鄭義，林恩惠，戴永務(wù)

(福建農(nóng)林大學(xué) 管理學(xué)院，福州 350002)

基于1992—2015年中國(guó)與42個(gè)國(guó)家或地區(qū)的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，借鑒Hofstede文化維度理論測(cè)算文化距離，并運(yùn)用拓展后的引力模型檢驗(yàn)文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的影響方向和影響路徑。實(shí)證研究結(jié)果表明：在影響方向上，文化距離促進(jìn)了中國(guó)木質(zhì)家具出口；在影響路徑上，文化距離通過滿足進(jìn)口國(guó)消費(fèi)者對(duì)木質(zhì)家具的多樣化需求起作用；在影響對(duì)象上，文化距離僅顯著影響中國(guó)對(duì)高收入國(guó)家的木質(zhì)家具出口。據(jù)此，提出挖掘木質(zhì)家具傳統(tǒng)文化、加大產(chǎn)品差異化等建議。

木質(zhì)家具；出口貿(mào)易；文化距離；面板數(shù)據(jù)；文化維度理論

中國(guó)是全球最大的木質(zhì)家具出口國(guó)，木質(zhì)家具的生產(chǎn)和出口帶動(dòng)了中國(guó)林產(chǎn)品原料、初加工、精加工、品牌與渠道建設(shè)等林業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展。促進(jìn)木質(zhì)家具出口穩(wěn)定增長(zhǎng)成為提高中國(guó)林業(yè)綜合效益，優(yōu)化林產(chǎn)品供給結(jié)構(gòu)，推進(jìn)林業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的關(guān)鍵舉措。因此，中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的影響因素作為制定促進(jìn)出口政策的重要理論依據(jù)，得到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。進(jìn)出口國(guó)的GDP、人均GDP、地理距離等貿(mào)易引力模型中的傳統(tǒng)因素對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口的影響已經(jīng)得到充分的驗(yàn)證[1]，現(xiàn)有的研究還著重分析了貿(mào)易壁壘、出口退稅、人民幣匯率等政策因素的影響。有學(xué)者認(rèn)為反傾銷、綠色貿(mào)易壁壘、人民幣升值和出口退稅率下調(diào)制約了中國(guó)木質(zhì)家具出口增長(zhǎng)[2-3]，并基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)[4-5]或面板數(shù)據(jù)[6-7]提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。此外，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)成本、需求是影響中國(guó)對(duì)美國(guó)木質(zhì)家具出口的主要因素[8]。承載的文化內(nèi)涵是木質(zhì)家具的重要價(jià)值[9]，是影響國(guó)內(nèi)外消費(fèi)者購(gòu)買木質(zhì)家具的重要因素[10-11]，但截至2017年，與進(jìn)口國(guó)的文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口的影響方向和影響程度尚未明確。一方面，文化距離可能會(huì)提高貿(mào)易成本，從而制約中國(guó)木質(zhì)家具出口的增長(zhǎng)；另一方面，文化距離可能通過豐富產(chǎn)品多樣性，滿足進(jìn)口國(guó)消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的多樣化需求，從而促進(jìn)中國(guó)木質(zhì)家具出口的增長(zhǎng)。而這個(gè)疑問使得中國(guó)木質(zhì)家具的設(shè)計(jì)風(fēng)格、品牌塑造等進(jìn)一步開拓國(guó)際市場(chǎng)的關(guān)鍵決策缺乏理論依據(jù)。因此，基于Hofstede的文化維度理論，測(cè)度國(guó)家間的文化距離，并據(jù)此檢驗(yàn)文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口的影響方向和影響路徑，具有重要的現(xiàn)實(shí)和理論意義。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

采集了1992—2015年42個(gè)國(guó)家或地區(qū)構(gòu)成的平衡面板數(shù)據(jù)。42個(gè)國(guó)家或地區(qū)分別為摩洛哥、阿根廷、澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、巴西、加拿大、瑞士、智利、德國(guó)、丹麥、埃及、西班牙、芬蘭、法國(guó)、英國(guó)、希臘、中國(guó)香港、匈牙利、印度尼西亞、印度、愛爾蘭、意大利、日本、韓國(guó)、黎巴嫩、斯里蘭卡、墨西哥、馬來西亞、荷蘭、挪威、新西蘭、菲律賓、波蘭、葡萄牙、俄羅斯、沙特阿拉伯、新加坡、瑞典、泰國(guó)、土耳其、美國(guó)。2015年，中國(guó)向這42個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)出口木質(zhì)家具的出口額198.11億美元，占中國(guó)木質(zhì)家具總出口額的86.67%，樣本代表性強(qiáng)。

1.1.1因變量的數(shù)據(jù)來源

將木質(zhì)家具界定為以世界海關(guān)組織制定的1992年版的《商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度的國(guó)際公約》(簡(jiǎn)稱HS)為準(zhǔn)的940330(木質(zhì)辦公家具)、940340(木質(zhì)廚房家具)、940350(木質(zhì)臥室家具)、940360(木質(zhì)起居室/餐廳/商店家具)、940161(帶軟墊的木質(zhì)框架坐具)和940169(其它木質(zhì)框架坐具)6種產(chǎn)品。根據(jù)以上HS編碼，從聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)(UN comtrade database)中采集1992—2015年中國(guó)對(duì)42個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)的木質(zhì)家具出口額。

1.2.1自變量的數(shù)據(jù)來源

計(jì)算文化距離的5個(gè)維度的國(guó)家文化特征數(shù)據(jù)采集自圖書[12]；中國(guó)和42個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)的GDP、人均GDP、是否屬于高收入國(guó)家或地區(qū)的數(shù)據(jù)采集自世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(WDI)；中國(guó)與42個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)的地理距離、是否接壤、是否有共同的官方語(yǔ)言、是否曾經(jīng)是或現(xiàn)在同屬一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的數(shù)據(jù)采集自CEPII的GeoDist數(shù)據(jù)庫(kù)[13]；加入WTO的時(shí)間數(shù)據(jù)采集自世界貿(mào)易組織網(wǎng)站；樣本國(guó)家或地區(qū)與中國(guó)建交的時(shí)間數(shù)據(jù)采集自中國(guó)外交部網(wǎng)站。

1.2 分析方法

1.2.1文化距離的測(cè)度方法

荷蘭心理學(xué)家Hofstede提出的跨文化研究領(lǐng)域最權(quán)威和被引用次數(shù)最多的文化維度理論[14]是基于1968年和1972年對(duì)IBM公司11.6萬(wàn)名員工的大規(guī)模問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，在控制了職務(wù)和職位的影響后，運(yùn)用因子分析法得到了國(guó)家文化的“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”4個(gè)維度。然而，四維度理論并未考慮非西方文化，所以1991年借鑒香港中文大學(xué)教授Bond的研究，增加了“長(zhǎng)期導(dǎo)向與短期導(dǎo)向”作為第5個(gè)維度[15]。2010年，增加了“自身放縱與約束”作為第6個(gè)維度[12]。由于前5個(gè)文化維度較早提出，更為成熟，多數(shù)研究?jī)H采用5個(gè)維度的理論和數(shù)據(jù)，因此研究采用Hofstede最新測(cè)算的前5個(gè)維度的數(shù)據(jù)作為國(guó)家文化特征。基于5個(gè)維度國(guó)家文化特征測(cè)算國(guó)家之間文化距離的計(jì)算方法，得到了廣泛應(yīng)用[16]。計(jì)算公式如下：

式中Culdistij表示i國(guó)與j國(guó)的文化距離；Iki表示i國(guó)在第k個(gè)維度的國(guó)家文化特征得分；Ikj表示j國(guó)在第k個(gè)維度的國(guó)家文化特征得分；Vk表示各國(guó)在第k維度國(guó)家文化特征得分的方差。

盡管國(guó)家文化特征數(shù)據(jù)發(fā)布后再無(wú)更新，但經(jīng)驗(yàn)表明：國(guó)家之間的文化距離隨著全球化進(jìn)程的加快，會(huì)逐漸縮小，且縮小的速度會(huì)隨著時(shí)間的推移變緩。而倒數(shù)型函數(shù)可以滿足以上文化距離的變化特征。為了更好地反映文化距離的變化趨勢(shì)，在文化距離測(cè)算公式中增加了兩國(guó)建交時(shí)間的倒數(shù)項(xiàng)[17]，并得到了其他學(xué)者[18]的認(rèn)可和采納，因此借鑒改進(jìn)后的測(cè)算方法測(cè)算中國(guó)與其他國(guó)家或地區(qū)的文化距離。測(cè)算公式如下：

式中yijt是i國(guó)與j國(guó)在t年的建交年數(shù)，若i國(guó)與j國(guó)在t年未建交，則(1÷yijt)=0，中國(guó)香港特區(qū)采用1997年回歸年作為基準(zhǔn)年份。

1.2.2基于引力模型的計(jì)量模型構(gòu)建

貿(mào)易引力模型是國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域最常用的模型之一，尤其是隨著貿(mào)易引力模型微觀理論基礎(chǔ)的發(fā)展，貿(mào)易引力模型得到了更多的重視[19]。貿(mào)易引力模型假設(shè)雙邊貿(mào)易是由兩國(guó)的收入水平、地理距離和影響貿(mào)易成本的其他因素決定的，例如臨近條件、是否曾經(jīng)是殖民地關(guān)系等。基于貿(mào)易引力模型構(gòu)建文化距離影響中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)模型如下：

lnExportit=αi+βCuldistit+γ1lnGDPit+γ2lnCHNGDPt+γ3lnDisti+γ4Contigi+γ5Comlangi+γ6Smctryi+γ7BothinWTOit+γ8OneinWTOit+γ9Smctryi+εit

式中Exportit是中國(guó)在t年對(duì)i國(guó)的木質(zhì)家具出口額；Culdistit是中國(guó)與i國(guó)在t時(shí)期的文化距離；GDPit是i國(guó)在t時(shí)期的GDP；CHNGDPt是中國(guó)在t時(shí)期的GDP；Disti是中國(guó)與i國(guó)的地理距離；Contigi是中國(guó)與i國(guó)是否接壤的虛擬變量；Comlangi是中國(guó)與i國(guó)是否有共同的官方語(yǔ)言的虛擬變量；Smctryi是中國(guó)與i國(guó)是否曾經(jīng)是或現(xiàn)在同屬一個(gè)國(guó)家的虛擬變量；OneinWTOit是中國(guó)與i國(guó)在t時(shí)期是否至少有一個(gè)是WTO成員的虛擬變量；BothinWTOit是中國(guó)與i國(guó)在t時(shí)期是否都是WTO成員的虛擬變量；對(duì)出口額、GDP、地理距離等數(shù)值類變量取對(duì)數(shù)，以減少異方差。

1.3 檢驗(yàn)方法

1.3.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免偽回歸，在估計(jì)以上面板數(shù)據(jù)模型前，需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法主要有Levin-Lin-Chu(LLC)、Harris-Tzavalis(HT)、Breitung、Im-Pesaran-Shin(IPS)和Hadri 5種。LLC、Breitung、Hadri 3種檢驗(yàn)方法適用于長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)，HT檢驗(yàn)適用于時(shí)間維度固定、個(gè)體維度趨向于無(wú)窮的短面板數(shù)據(jù)，而IPS法可以分為假設(shè)序列相關(guān)和序列不相關(guān)兩種，假設(shè)序列相關(guān)的IPS法適用于長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)，假設(shè)序列不相關(guān)的IPS法既適用時(shí)間維度固定、個(gè)體維度趨向于無(wú)窮的短面板數(shù)據(jù)，也適用時(shí)間維度和個(gè)體維度均固定的短面板數(shù)據(jù)[20]。因采用的是個(gè)體維度大于時(shí)間維度的短面板數(shù)據(jù)，且全世界的國(guó)家或地區(qū)數(shù)量有限，個(gè)體維度固定的假設(shè)更符合實(shí)際，所以使用假設(shè)序列不相關(guān)的IPS法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

1.3.2協(xié)整檢驗(yàn)

Kao法和Pedroni法是最常用的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法，因此分別運(yùn)用Kao法和Pedroni法檢驗(yàn)lnExport、lnGDP、lnCHNGDP、Culdist的協(xié)整關(guān)系。

1.3.3模型適用性檢驗(yàn)

在估計(jì)文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口的影響之前，首先需要選擇最適合的面板數(shù)據(jù)模型。因此，采用F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)來判定混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型哪個(gè)是最適合的面板數(shù)據(jù)模型。

2 結(jié)果與分析

表 1 描述性統(tǒng)計(jì)表

數(shù)值變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。對(duì)原序列的檢驗(yàn)結(jié)果(表2)表明：在5%的顯著性水平下，無(wú)法拒絕lnExport、lnGDP、lnCHNGDP和Culdist含有單位根的原假設(shè)，即4個(gè)序列都是非平穩(wěn)序列。對(duì)lnExport、lnGDP、lnCHNGDP和Culdist的一階差分序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果(表2)表明：在5%的顯著性水平下，拒絕了含有單位根的原假設(shè)，即4個(gè)序列均是一階單整序列，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。Kao法的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：t統(tǒng)計(jì)量為-5.693 0，在1%的水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即存在協(xié)整關(guān)系。在Pedroni法的檢驗(yàn)結(jié)果(表3)中，Panelv統(tǒng)計(jì)量、Panelrho統(tǒng)計(jì)量、PanelPP統(tǒng)計(jì)量、PanelADF統(tǒng)計(jì)量、GroupPP統(tǒng)計(jì)量和GroupADF統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)；雖然Grouprho統(tǒng)計(jì)量無(wú)法拒絕原假設(shè)，但Grouprho統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)較差[21]。綜上所述，有充足的理由認(rèn)為lnExport、lnGDP、lnCHNGDP、Culdist存在協(xié)整關(guān)系。

表 2 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表 3 Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.1 文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易有顯著的正面影響

首先，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果表明：F(41，961)=109.75，P值為0.000 0，說明在1%的顯著性水平下拒絕不存在固定效應(yīng)的原假設(shè)，即在混合回歸模型和固定效應(yīng)模型之間應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。其次，LM檢驗(yàn)結(jié)果為chibar2(01)=1 033.56，P值為0.000 0；LR檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果為chibar2(01)=4 553.63，P值為0.000 0，表明在1%的顯著性水平上拒絕不存在個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，即在隨機(jī)效應(yīng)模型和混合回歸模型之間應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。再次，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為chi2(5)=32.80，拒絕原假設(shè)，但Grouprho統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)較差[21]。綜上所述，有充足的理由認(rèn)為lnExport、lnGDP、lnCHNGDP、Culdist存在協(xié)整關(guān)系。

2.1 文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易有顯著的正面影響

表 4 全樣本的估計(jì)結(jié)果

說明：、、分別表示通過1%、5%、10%的顯著性水平檢驗(yàn)。

首先，F(xiàn)檢驗(yàn)的結(jié)果(表4)顯示：F(41，961)=109.75，P值為0.000 0，表明在1%的顯著性水平下拒絕不存在固定效應(yīng)的原假設(shè)，在混合回歸模型和固定效應(yīng)模型之間應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。其次，LMP值為0.000 0，表明在1%的顯著性水平上拒絕殘差項(xiàng)與自變量不相關(guān)的原假設(shè)，即應(yīng)使用固定效應(yīng)模型，而不是隨機(jī)效應(yīng)模型。最后，對(duì)是否應(yīng)包含時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行F檢驗(yàn)結(jié)果為F(21，39)=5.37，P值為0.000 0，表明在1%的顯著性水平上拒絕不存在時(shí)間固定效應(yīng)的原假設(shè)，即應(yīng)包含時(shí)間固定效應(yīng)。綜上所述，應(yīng)運(yùn)用雙固定效應(yīng)模型，即表4的模型⑶的估計(jì)結(jié)果。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，估計(jì)了模型⑴混合回歸模型、模型⑵只包含個(gè)體固定效應(yīng)的固定效應(yīng)模型、模型⑸隨機(jī)效應(yīng)模型和模型⑸包含時(shí)間固定效應(yīng)的隨機(jī)效應(yīng)模型。一方面，在5%的顯著性水平上，文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易有顯著的正面影響；另一方面，在5%的顯著性水平上，進(jìn)出口國(guó)的GDP、共同的官方語(yǔ)言對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口有顯著的正面影響，地理距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口有顯著的負(fù)面影響。以上結(jié)論在不同的模型設(shè)定中均成立，且均符合理論預(yù)期，這說明了實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.2 進(jìn)口國(guó)收入水平對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具的出口具有調(diào)節(jié)效應(yīng)

文化距離顯著促進(jìn)了中國(guó)木質(zhì)家具的出口，但其影響路徑仍待深究。若影響路徑是“文化距離豐富了產(chǎn)品的多樣性，滿足了進(jìn)口國(guó)消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的多樣化需求，從而促進(jìn)了木質(zhì)家具出口的增長(zhǎng)”，那么結(jié)合其他學(xué)者“人均收入水平與進(jìn)口多樣性顯著正相關(guān)”的實(shí)證結(jié)果[22]，可得到“文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口到高收入國(guó)家的影響與對(duì)出口到非高收入國(guó)家的影響存在差異”的推論。為此，只需實(shí)證檢驗(yàn)檢驗(yàn)以上推論，就可獲知文化距離影響中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的路徑。

表 5 分樣本的估計(jì)結(jié)果

為此，根據(jù)世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)，將42個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)劃分為高收入國(guó)家或地區(qū)和非高收入國(guó)家或地區(qū)兩類，并運(yùn)用兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn)(表5)。第一種檢驗(yàn)方法是在模型⑶中加入是否高收入國(guó)家或地區(qū)的虛擬變量(lncome)與文化距離(Culdist)的交互項(xiàng)(lncomeCuldist)，若交互項(xiàng)顯著為正，則證實(shí)了推論。第二種檢驗(yàn)方法是將樣本劃分為高收入和非高收入兩部分，并采用模型⑶的模型設(shè)定形式重新估計(jì)，若高收入樣本的文化距離的系數(shù)顯著大于非高收入樣本，則證實(shí)了推論。

模型⑹是第一種檢驗(yàn)方法的估計(jì)結(jié)果，交互項(xiàng)lncomeCuldist的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為正。模型⑺和模型⑻是第二種檢驗(yàn)方法的估計(jì)結(jié)果，模型⑺是基于高收入國(guó)家或地區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果，模型⑻是基于非高收入國(guó)家或地區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果。模型⑺中文化距離的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為正，但模型⑻中文化距離卻不顯著。顯然，“文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口到高收入國(guó)家或地區(qū)的影響與對(duì)出口到非高收入國(guó)家或地區(qū)的影響存在差異”的推論成立，文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具的影響是通過“豐富產(chǎn)品的多樣性，滿足進(jìn)口國(guó)家或地區(qū)消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的多樣化需求”起作用。

3 結(jié)論與討論

木質(zhì)家具是文化的重要載體，但鮮有研究關(guān)注文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口的影響。基于1992—2015年中國(guó)與42個(gè)國(guó)家或地區(qū)的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，借鑒Hofstede文化維度理論測(cè)算文化距離，并運(yùn)用拓展后的引力模型檢驗(yàn)文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的影響方向和影響路徑。主要結(jié)論與啟示如下：

第一，在影響方向上，文化距離促進(jìn)了中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的增長(zhǎng)。業(yè)界有種觀點(diǎn)認(rèn)為，文化差距導(dǎo)致了家具“內(nèi)銷熱出口冷”，但實(shí)證結(jié)論與之相左?？赡艿脑蚴牵嘿Q(mào)易全球化進(jìn)程使得木質(zhì)家具的貿(mào)易成本逐漸下降，文化距離帶來的貿(mào)易成本增加的負(fù)面效應(yīng)也隨之減弱，而文化距離滿足進(jìn)口國(guó)消費(fèi)者多樣化需求的正面效應(yīng)逐漸凸顯。因此，在克服了文化距離導(dǎo)致的貿(mào)易成本增加的負(fù)面效應(yīng)后，文化距離可能會(huì)成為中國(guó)木質(zhì)家具參與國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)。

第二，在影響路徑上，文化距離通過“豐富進(jìn)口國(guó)木質(zhì)家具產(chǎn)品的多樣性，滿足進(jìn)口國(guó)消費(fèi)者對(duì)木質(zhì)家具的多樣化需求”起作用。因此，中國(guó)木質(zhì)家具企業(yè)應(yīng)充分利用中外文化差異，深入挖掘中國(guó)傳統(tǒng)家具文化內(nèi)涵，通過開發(fā)多樣化的木質(zhì)家具產(chǎn)品以及在產(chǎn)品包裝、產(chǎn)品廣告和品牌文化等方面的差異化，探索具有東方文化特色的木質(zhì)家具設(shè)計(jì)道路與發(fā)展方向，滿足國(guó)內(nèi)外消費(fèi)者對(duì)木質(zhì)家具的多樣化追求。

第三，在影響對(duì)象上，文化距離對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口高收入國(guó)家或地區(qū)有顯著的正面影響，但對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口非高收入國(guó)家或地區(qū)的影響不顯著。因此，中國(guó)木質(zhì)家具行業(yè)應(yīng)針對(duì)不同收入水平的進(jìn)口國(guó)制定不同的競(jìng)爭(zhēng)策略：在高收入國(guó)家或地區(qū)，應(yīng)充分發(fā)揮文化距離帶來的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，轉(zhuǎn)變文化距離帶來的競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)；在非高收入國(guó)家或地區(qū)應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注質(zhì)量、價(jià)格等非文化的競(jìng)爭(zhēng)要素。

[1]余偉，聶影．中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易影響因素分析[J]．世界林業(yè)研究，2009，22(6)：71-74．

[2]劉欣．我國(guó)家具出口貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)證研究[J]．國(guó)際貿(mào)易問題，2009(1)：47-53．

[3]姜書竹，劉鵬．影響木制家具出口的貿(mào)易壁壘及對(duì)策[J]．林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2008，28(3)：227-230．

[4]唐帥，宋維明．技術(shù)壁壘對(duì)中美木質(zhì)家具出口影響的實(shí)證研究[J]．軟科學(xué)，2013，27(8)：36-39．

[5]魯莎莎，胡峰，賀超．歐盟技術(shù)貿(mào)易壁壘對(duì)我國(guó)木質(zhì)家具出口的影響[J]．林業(yè)經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2014(2)：49-54．

[6]陳忠．人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析[J]．林業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014(7)：60-63．

[7]侯方淼，安欣．出口退稅政策對(duì)我國(guó)家具出口的影響分析[J]．世界林業(yè)研究，2012，25(4)：72-76．

[8]田剛，張曦元，吳天博．中國(guó)對(duì)美國(guó)出口木質(zhì)家具影響因素研究：基于灰色關(guān)聯(lián)度分析法[J]．林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2017，37(2)：75-78．

[9]劉欣，張仲鳳．木質(zhì)戶外家具材的情感語(yǔ)義適用性探析[J]．中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2013，7(6)：148-150．

[10]李霞霞，陳于書．基于生活方式的現(xiàn)代實(shí)木家具消費(fèi)者行為研究[J]．家具，2014(1)：56-61．

[12]HOFSTEDE G J，MINKOV M．CulturesandOrganizations：SoftwareoftheMind[M]．Third Edition．New York：McGraw-Hill，2010：255-258．

[13]MAYER T，ZIGNAGO S．Notes on CEPII’s distances measures：The GeoDist database[R]．Paris：CEPII research center，2011：1-12．

[14]任釗逸，范徵，李妍．霍夫斯坦特國(guó)家文化模型與世界價(jià)值觀調(diào)查的比較研究[J]．上海管理科學(xué)，2014，36(5)：76-80．

[15]HOFSTEDE G，BOND M H．The Confucius connection：From cultural roots to economic growth[J]．OrganizationalDynamics，1988，16(4)：5-21．

[16]KOGUT B，SINGH H．The effect of national culture on the choice of entry mode[J]．JournalofInternationalBusinessStudies，1988，19(3)：411-432．

[17]綦建紅，李麗，楊麗．中國(guó)OFDI的區(qū)位選擇：基于文化距離的門檻效應(yīng)與檢驗(yàn)[J]．國(guó)際貿(mào)易問題，2012(12)：137-147．

[18]萬(wàn)倫來，高翔．文化、地理與制度三重距離對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響：來自32個(gè)國(guó)家和地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J]．國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索，2014，30(5)：39-48．

[19]郝景芳，馬弘．引力模型的新進(jìn)展及對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的檢驗(yàn)[J]．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012(10)：52-68．

[20]BALTAGI B H．EconometricAnalysisofPanelData[M]．Fifth Edition．New Jersey：John Wiley & Sons Inc，2013：277-291．

[21]PEDORI P．Critical values for co-integration tests in heterogeneous panels with multiple repressors[J]．OxfordBulletinofEconomicsandStatistics，1999，61(1)：653-670．

[22]SAUR P．Bounded love of variety and patterns of trade[J]．OpenEconomiesReview，2012，23(4)：645-674．

10.16832/j.cnki.1005-9709.2017.06.004

2017-07-02

國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(71203027)、福建農(nóng)林大學(xué)杰出青年科研人才計(jì)劃項(xiàng)目(xjq201633)、福建農(nóng)林大學(xué)科技創(chuàng)新專項(xiàng)基金資助項(xiàng)目(CXZX2016211、CXZX2016213、CXZX2016231)

鄭義(1988-)，男，福建莆田人，博士，講師，從事林產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力方面的研究，(電話)15980215629，(E-mail)ofzhengyi@gmail.com。

戴永務(wù)(1977-)，男，福建三明人，博士，教授，博士生導(dǎo)師，從事林產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力方面的研究，(電話)15859196998，(E-mail)fjdyw@163.com。

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