文化社會學(xué)視域下人民幣東盟國家使用的影響因素研究

李 智 彭志浩

（廣西大學(xué)，廣西 南寧 530000）

一、引言

結(jié)合“一帶一路”政策推進(jìn)擴大人民幣在東盟國家中的使用，對加強中國與東盟地區(qū)的貨幣金融合作，促進(jìn)跨境人民幣貿(mào)易結(jié)算與直接投資，提升人民幣在東盟地區(qū)作為“錨貨幣”的吸引力都具有重要意義。但正如科恩（2004）在對一國貨幣主權(quán)問題的研究中所說，貨幣主權(quán)深受一個國家自身文化的影響，要實現(xiàn)人民幣國際化并建立以人民幣為核心的區(qū)域貨幣合作體系絕非能一蹴而就，在這一過程中必將受各國文化差異的影響。東盟10國幾乎都具有自身獨特的文化，各類文化在東盟國家都有著廣泛的社會受眾，多樣文化間的差異對人民幣東盟國家使用會產(chǎn)生怎樣的影響？不同文化特性的影響效果又有怎樣的差別？本文圍繞上述問題進(jìn)行探討。

Helble（2007）、張欣等（2019）等國內(nèi)外學(xué)者對社會文化與中國—東盟經(jīng)貿(mào)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行初探，研究普遍認(rèn)為東盟社會文化龐雜且多樣，在未來將與地區(qū)政治、經(jīng)濟(jì)問題聯(lián)系越來越密切，對中國與東盟的進(jìn)一步經(jīng)貿(mào)合作既會帶來積極效應(yīng)，也難免會產(chǎn)生制約。積極影響方面，在“一帶一路”倡議提出的新時期，東盟地區(qū)廣大華人群體因其具有文化認(rèn)同感，將對中國東盟各項合作的開展起到積極作用（林春培等，2019）。不僅如此，虔誠的文化信仰對整合區(qū)域意識形態(tài)、維護(hù)地區(qū)和平統(tǒng)一、反對金融霸權(quán)也有著積極作用（王達(dá)，2015）。在承認(rèn)文化因素帶來積極影響的同時，也有學(xué)者提出了一些不利影響。Fox &Sandler（2004）認(rèn)為，由文化多樣性導(dǎo)致的理念差異不利于一個超越主權(quán)國家的貨幣集團(tuán)形成，也使政府局限自身區(qū)域、建立壁壘、固化隔閡。朱威烈（2010）提出文化差異使我國與東盟各類合作交流浮于表面，無法深入拓寬交流渠道，達(dá)到由文化交流到經(jīng)濟(jì)深度合作的傳導(dǎo)。

雖然現(xiàn)有研究提供了基于文化社會視角辯證的分析思路，但仍然存在一定的不足。首先，鮮有研究將“一帶一路”倡議、貨幣問題與東盟各國社會文化問題相結(jié)合分析。其次，已有研究通常將文化籠統(tǒng)為一個整體進(jìn)行分析，忽視同一國家諸如信仰等不同文化以及不同國家同一文化間存在的異質(zhì)性，導(dǎo)致研究結(jié)果存在偏誤。最后，對于多樣化的社會文化影響因素，通常只分析單一因素的作用方向，缺乏對文化影響因素系統(tǒng)的歸類與總結(jié)。本文區(qū)別于以往研究，將各國不同文化信仰作為單一分析樣本進(jìn)行分析。運用文化社會學(xué)理論，將社會文化以具象，形成文化信仰，并結(jié)合信任機制效應(yīng)、成本與風(fēng)險效應(yīng)、制度介導(dǎo)效應(yīng)對多樣化的文化信仰影響因素的作用機理進(jìn)行分類闡述，更為詳實全面地研究在“一帶一路”倡議提出的新時期，東盟各國文化信仰對于人民幣東盟國家使用的影響情況。

二、影響因素的作用效應(yīng)

文化社會學(xué)領(lǐng)軍人物Stark &Finke（2000）認(rèn)為文化信仰通過對人的情感、心理以及行為產(chǎn)生正面或負(fù)面影響，進(jìn)而影響整個社會政治、經(jīng)濟(jì)、文化和價值觀念。在國際金融領(lǐng)域中，文化因素也常作為社會或道德行為規(guī)范因素的替代變量分析其對貿(mào)易與投資的影響（Mcguire et al.，2012），人民幣在東盟的貿(mào)易與投資情況，正是衡量人民幣使用情況的重要參考?；谶@一邏輯路線，結(jié)合信任機制效應(yīng)、成本與風(fēng)險效應(yīng)、制度介導(dǎo)效應(yīng)闡釋各類文化信仰因素對人民幣在東盟國家使用中的作用效應(yīng)。

（一）信任機制效應(yīng)

任何文化都是通過文化理念宣揚其道德、價值觀，進(jìn)而塑造受眾之間的身份認(rèn)同，并逐漸通過文化信仰傳播構(gòu)建起信任機制，從而增進(jìn)文化認(rèn)同感與歸屬感，最終作用于經(jīng)濟(jì)活動中（Guiso et al.，2009）。信任機制效應(yīng)的存在，也為人民幣在東盟國家使用過程中社會文化作用力的發(fā)揮提供了可行路徑。

首先，經(jīng)由信任機制效應(yīng)，使東盟各類文化中所包含的文化理念與受眾的日常經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生聯(lián)系。各類文化理念反映在經(jīng)濟(jì)活動中便是對于某一貨幣的接受與認(rèn)同，如部分文化理念中包含強烈的唯一性與不可變性，使受眾難以在短時間內(nèi)接受由美元支付結(jié)算轉(zhuǎn)變?yōu)橛扇嗣駧胖Ц督Y(jié)算，反之，以兼容并包為核心的文化理念，會使受眾對圍繞人民幣開展的貿(mào)易投資活動接受度較高。其次，信任機制效應(yīng)另一可行路徑反映在文化認(rèn)同感上，由文化互通帶來的認(rèn)同感或文化的嚙合性，能起到促進(jìn)兩種文化交融與進(jìn)步的作用，也有利于增進(jìn)兩國人民友誼，其經(jīng)濟(jì)結(jié)果則能帶來雙方經(jīng)貿(mào)投資合作的深入，實現(xiàn)由文化向經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的躍遷。最后，站在中國視角，民族、信仰起源的文化同根性也使得人民幣在東盟地區(qū)的使用具有一定的可行性。如新加坡、馬來西亞等國華裔眾多，文化同源提高了這些國家對中國的認(rèn)可度，在貨幣領(lǐng)域便是對人民幣認(rèn)可度的上升，進(jìn)而擴大了在貿(mào)易投資中人民幣的使用范圍，為人民幣成為東盟區(qū)域貿(mào)易投資主要結(jié)算貨幣打下基礎(chǔ)。通過上述分析可以看出，文化理念、文化認(rèn)同、文化起源均會通過信任機制效應(yīng)對人民幣在東盟國家的使用產(chǎn)生影響，預(yù)期此類因素將產(chǎn)生積極效應(yīng)，劃分為積極效應(yīng)指標(biāo)。

（二）成本風(fēng)險效應(yīng)

文化差異則會產(chǎn)生不同的經(jīng)濟(jì)行為習(xí)慣與經(jīng)濟(jì)環(huán)境，從微觀上來說，會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)個體在消費觀念、契約精神等方面的差異，從宏觀上來說，則會影響到一個國家或地區(qū)的社會氛圍、整體穩(wěn)定、合作傾向等。這些差異會引致成本上升并蘊含著風(fēng)險，對國際貿(mào)易投資的選擇造成直接影響。人民幣在東盟使用的過程中，由文化帶來的經(jīng)濟(jì)差異性使得人民幣相關(guān)業(yè)務(wù)的開展同樣也需要考慮成本與風(fēng)險，進(jìn)而導(dǎo)致不同文化信仰國家或地區(qū)人民幣使用情況存在差異。

如在與東盟國家的貿(mào)易投資中需要考量對風(fēng)俗禁忌文化的尊重與規(guī)避的成本。風(fēng)俗禁忌數(shù)量越多、越嚴(yán)格，對外來的人民幣持有者而言，其未知性與不可控性越高，在經(jīng)貿(mào)活動中規(guī)避成本也越大，人民幣業(yè)務(wù)的開展也會相應(yīng)遲緩。不僅如此，通過對目標(biāo)市場穩(wěn)定性與發(fā)展前景的判斷，合理規(guī)避風(fēng)險也至關(guān)重要。東南亞地區(qū)文化信仰龐雜，文化信仰差異容易滋生矛盾與對立問題，這會破壞當(dāng)?shù)卦蟹€(wěn)定的社會環(huán)境，影響中國—東盟穩(wěn)定的雙邊經(jīng)貿(mào)合作，也加大人民幣貿(mào)易投資在該國的不確定性。同時，作為社會文化異化的產(chǎn)物，極端恐怖主義也對部分東盟國家的發(fā)展前景蒙上陰影，人民幣投資者利益無法得到保障，該國對人民幣投資的吸引力也會降低。通過上述分析可以看出，風(fēng)俗禁忌、文化沖突、極端事件等因素通過成本與風(fēng)險效應(yīng)對人民幣東盟使用產(chǎn)生影響，預(yù)期此類信仰因素將產(chǎn)生消極效應(yīng)，劃分為消極效應(yīng)指標(biāo)。

（三）制度介導(dǎo)效應(yīng)

在相關(guān)制度及配套行政機構(gòu)不健全的國家，世俗社會常常將文化中的道德與行為標(biāo)準(zhǔn)作為現(xiàn)有制度的補充或形成非正式的習(xí)慣法，部分民間機構(gòu)也被賦予了一定的行政權(quán)力，文化信仰以相關(guān)制度或機構(gòu)為介導(dǎo)對各類經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生影響（Greif &Tabellini，2010），文化制度介導(dǎo)效應(yīng)的存在也使得人民幣在東盟國家使用范圍進(jìn)一步擴大成為可能。

制度介導(dǎo)效應(yīng)的發(fā)揮與各類文化信仰的影響力息息相關(guān)，影響力的大小決定文化信仰的制度介導(dǎo)效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)活動的作用程度，不同文化信仰對中國的態(tài)度差異也會由此被放大，進(jìn)而對中國與東盟國家的貨幣金融合作產(chǎn)生影響。同時，在各種制度中法制程度與文化信仰的聯(lián)系也十分密切，法制程度是一個國家內(nèi)部控制力的表現(xiàn)。法制程度高有利于國家合理引導(dǎo)文化信仰的發(fā)展與傳播，促進(jìn)國際交流與合作；反之，則說明控制力不足，不能有效地預(yù)防可能會爆發(fā)的文化沖突，不利于一個適宜營商環(huán)境的建立（Blaydes &Chaney，2013）。政府與世俗文化團(tuán)體如宗教團(tuán)體等文化組織的關(guān)系也是信仰發(fā)揮制度介導(dǎo)效應(yīng)的重要途徑，但此類政教關(guān)系具有兩面性，密切的政教關(guān)系雖然可以通過文化信仰整合國家意識形態(tài)，集中國家力量，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但也不可避免地導(dǎo)致文化信仰力量滲透在社會方方面面，民間活動干涉行政的情況屢見不鮮，阻礙政府政策的有效性，經(jīng)貿(mào)合作難以得到實質(zhì)性進(jìn)展。通過上述分析可以看出，文化信仰影響力、法制程度、政教關(guān)系都是制度介導(dǎo)效應(yīng)發(fā)揮的重要渠道，但其對人民幣在東盟國家使用的作用存在兩面性，因此預(yù)期將此類因素歸為中性效應(yīng)指標(biāo)。

三、實證分析

（一）變量說明及描述性統(tǒng)計

研究樣本為東盟10 國的主要文化信仰，同時考慮狀態(tài)變化以及數(shù)據(jù)可獲得性，結(jié)合2000～2019年相關(guān)數(shù)據(jù)逐年對不同文化信仰的各指標(biāo)因素進(jìn)行評估，在每一時點上選取27 個文化信仰樣本，剔除缺失值后，共獲得493 個有效樣本。對各指標(biāo)含義、符號表達(dá)、評價依據(jù)與數(shù)據(jù)來源進(jìn)行說明如下：

在考慮東盟因素的基礎(chǔ)上，被解釋變量選取國內(nèi)研究普遍采用的“中國對東盟各國人民幣直接投資額Y1ct”與“中國與東盟雙邊貿(mào)易流量Y2ct”這兩項衡量人民幣東盟國家使用情況。人民幣直接投資額的提升是人民幣在一個地區(qū)使用的重要表現(xiàn)，不僅拓寬人民幣的境外使用范圍，也有利于人民幣在該地區(qū)貨幣影響力的提升，以人民幣為主要錨幣的跨區(qū)域貨幣合作更易實現(xiàn)（趙慧和張濃，2019）。中國與東盟雙邊貿(mào)易流量通過反映中國在雙邊貿(mào)易結(jié)算中的地位來衡量人民幣的國際化程度（李俊久和丘儉裕，2017）。數(shù)據(jù)分別來源于東盟統(tǒng)計數(shù)據(jù)中心和復(fù)旦大學(xué)國際關(guān)系研究數(shù)據(jù)庫。

基于前文對文化信仰三類作用效應(yīng)的劃分，參考丁劍平和方琛琳（2017）對“一帶一路”倡議中對文化評估指標(biāo)選取的研究，將文化信仰因素的解釋變量分為積極效應(yīng)指標(biāo)、消極效應(yīng)指標(biāo)、中性效應(yīng)指標(biāo)三類。

積極效應(yīng)指標(biāo)中，文化理念（X1crt）依據(jù)各文化信仰理念中的唯一性原則進(jìn)行判斷，樣本賦值由高到低為唯一性弱、無明顯傾向、唯一性強三個層級；文化認(rèn)同感（X2crt）代表不同文化間的認(rèn)同程度，根據(jù)詹小美和王仕民（2013）的闡述劃分為認(rèn)同感強、部分認(rèn)同、不認(rèn)同三層；文化起源（X3crt）基于Bowker（2002）的研究將文化信仰起源劃分為完全同源、部分同源、不同起源三類。

消極效應(yīng)指標(biāo)中，風(fēng)俗禁忌（X4crt）依據(jù)各國風(fēng)俗節(jié)日及主要文化禁忌數(shù)量劃分，數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國外交部國家概況；文化沖突（X5crt）根據(jù)每年沖突爆發(fā)的嚴(yán)重程度劃分為國家矛盾、地區(qū)爭端、民間沖突三層，數(shù)據(jù)來源于奧斯陸國際和平研究所；極端事件（X6crt）依據(jù)全球恐怖襲擊事件數(shù)據(jù)庫中數(shù)據(jù)劃分標(biāo)準(zhǔn)，頻繁為>50 次/年、偶發(fā)為5～50 次/年、少發(fā)<5次/年。

中性效應(yīng)指標(biāo)中，文化信仰影響力（X7crt）根據(jù)該文化信仰在東盟的地域分布特征分為國家范圍、區(qū)域范圍、少數(shù)地域三種，地域分布數(shù)據(jù)來源于World re?ligion統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；法制程度（X8crt）參考Blaydes（2013）對法制文化的定義，運用法治指數(shù)對東盟地區(qū)法律對信仰的約束效力進(jìn)行評價，數(shù)據(jù)來源于WJP全球項目公布的法制指數(shù)；政教關(guān)系（X9crt）根據(jù)中華人民共和國外交部的標(biāo)準(zhǔn)劃分，衡量東盟國家政教結(jié)合程度，程度由高到低分為接近政教合一、政主教從、政教分離。

控制變量包括：取對數(shù)后的文化信仰人數(shù)（ln?RPcrt），數(shù)據(jù)來源于Correlates of War 數(shù)據(jù)項目；取對數(shù)后的中國GDP（lnGDPzt）與東盟國家GDP（lnGDPct），數(shù)據(jù)來源于世界銀行；取對數(shù)的地理距離（lnDISzc），數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。在變量符號中c依次表示東盟10國，r代表各種信仰，t表示對應(yīng)時點，z特指中國。

完成變量定義后，對主要解釋變量數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計與相關(guān)檢驗。首先對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗，結(jié)果顯示變量均在5%的顯著水平上拒絕存在面板單位根的原假設(shè)，可以認(rèn)為面板數(shù)據(jù)基本平穩(wěn)。但在面板序列相關(guān)檢驗以及VIF 方差膨脹因子檢驗中，因為信仰因素分析指標(biāo)數(shù)量較多，部分指標(biāo)之間不可避免地存在著一定的關(guān)聯(lián)性，所以部分解釋變量之間有較高的相關(guān)系數(shù)。直接建立面板回歸模型會因多重共線性等問題使模型難以通過檢驗，需對數(shù)據(jù)進(jìn)一步處理后再建立回歸模型。

（二）模型構(gòu)建

在前文面板序列相關(guān)檢驗中顯示部分解釋變量間相關(guān)性較高，存在多重共線性等問題。為解決這一問題，本文首先通過因子分析，將眾多信仰文化解釋變量歸集為獨立不相關(guān)的綜合變量，通過獲得的新綜合變量構(gòu)建解釋模型。因子分析法是主成分分析法在一定程度上的擴展，具有信息丟失量少、綜合解釋性強的特點。在本文的研究中部分信仰解釋變量屬于有序分類變量，通常有序多分類變量在經(jīng)過信度檢驗后，可以近似看作連續(xù)性變量進(jìn)行因子分析。因此首先使用X1crt～X9crt九項信仰文化指標(biāo)構(gòu)建因子分析模型如方程組（1）所示：

表1 變量的基本統(tǒng)計量

在得到因子分析模型矩陣后，經(jīng)矩陣變換并估計因子得分，可得到由原有變量表示的線性組合，即綜合因子如方程（2）所示：

其中X1crt～X9crt為解釋變量；Fmcrt為綜合因子，m 具體值需根據(jù)分析結(jié)果得出；anm為因子載荷，表示第n個基礎(chǔ)變量在第m個綜合因子上的載荷；ε為特殊因子，是原有變量中不能被βji綜合因子解釋的部分，為第j個基礎(chǔ)變量對應(yīng)Xicrt的系數(shù)。

將所獲得的綜合因子作為新的解釋變量，結(jié)合控制變量對兩項人民幣東盟國家使用情況衡量指標(biāo)使用動態(tài)面板進(jìn)行回歸，所構(gòu)建動態(tài)計量模型如方程（3）和方程（4）所示：

在構(gòu)建的兩個預(yù)測模型中，Y1ct表示中國對東盟各國人民幣直接投資額，Y2ct表示中國與東盟雙邊貿(mào)易流量；Y1ct-1和Y2ct-1為對應(yīng)指標(biāo)的滯后一階，F(xiàn)kcrt為因子分析所得綜合因子，k具體數(shù)量需由因子分析檢驗結(jié)果得出；Ci為控制變量；ξ0為常數(shù)項；η1為滯后項對應(yīng)系數(shù)；ξk為綜合因子對應(yīng)系數(shù)；βi為對應(yīng)控制變量系數(shù)；φ為隨機誤差項。

考慮到模型可能存在的內(nèi)生性問題，以及直接投資與雙邊貿(mào)易存在的滯后效應(yīng)，本文選用GMM 廣義矩估計來緩解內(nèi)生性問題，通常GMM 估計可分為系統(tǒng)GMM和差分GMM兩種類型，考慮到回歸中地理距離等變量不隨時間變化而變化，并不適合使用差分GMM 進(jìn)行估計，因此選擇系統(tǒng)GMM 進(jìn)行回歸分析，同時從數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)來看，本文數(shù)據(jù)T

（三）實證結(jié)果及分析

1.因子分析。首先，根據(jù)因子分析的數(shù)據(jù)要求，在對信仰因素解釋變量標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行克朗巴哈α 系數(shù)信度檢驗與KMO 和Bartlett 檢驗，檢驗結(jié)果顯示KMO值為0.75，數(shù)據(jù)可靠性較高，適合進(jìn)行因子分析。表2為因子分析解釋總方差表，可以看出根據(jù)特征根大于1的原則，應(yīng)提取3個特征根作為新的綜合因子，且三個特征根累計方差占比為81.141%，可以認(rèn)為基本涵蓋原有變量數(shù)據(jù)的大部分信息。對比提取平方和與旋轉(zhuǎn)平方和，旋轉(zhuǎn)平方和三個特征根解釋比例較為均勻，效果比原始特征根略好，也可以解決在多個因子上均出現(xiàn)較大載荷的問題，結(jié)果更為理想。

表2 解釋總方差表

表3為因子分析旋轉(zhuǎn)成分矩陣，根據(jù)因子載荷絕對值大于0.5 的標(biāo)準(zhǔn)，用括號標(biāo)注在各綜合因子上有較大載荷的解釋變量?？梢钥闯?，文化理念、文化認(rèn)同、文化起源、風(fēng)俗禁忌四項在第一個因子上有較大載荷；教派沖突、極端事件在第二個因子上有較大載荷；文化信仰影響力、法制程度、政教關(guān)系在第三個因子上有較大載荷。

表3 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

從各綜合因子的主要構(gòu)成變量可以看出，除風(fēng)俗禁忌的分類與前文作用效應(yīng)預(yù)期分類不同外，其余解釋變量分類均符合前期積極、消極、中性三類作用效應(yīng)的假設(shè)。風(fēng)俗禁忌被歸為信任機制效應(yīng)一類可能是由于東盟國家與中國交往已久，在長久文化交流與碰撞中對于對方風(fēng)俗禁忌已有較清晰的認(rèn)識，在經(jīng)濟(jì)活動中能合理尊重并建立文化共識消除誤解與矛盾。根據(jù)前文所述的文化信仰三類作用效應(yīng)，對三個文化信仰綜合解釋因子進(jìn)行命名，第一個命名為“信任機制因子”，包含文化理念、文化認(rèn)同、文化起源等積極效應(yīng)指標(biāo)，第二個因子命名為“成本風(fēng)險因子”，包含教派沖突、極端事件等消極效應(yīng)指標(biāo)，第三個命名為“制度介導(dǎo)因子”，包含文化信仰影響力、法制程度、政教關(guān)系等中性效應(yīng)指標(biāo)。通過查詢因子得分矩陣，將三個綜合解釋因子變?yōu)橛蓸?biāo)準(zhǔn)化后解釋變量組成的線性組合，三個因子依次以F1crt、F2crt、F3crt表示，如方程（5）～（7）所示：

2.基于綜合解釋因子的估計。使用因子分析所得綜合解釋因子與兩項人民幣東盟使用情況的衡量指標(biāo)進(jìn)行分析。除了使用系統(tǒng)GMM 進(jìn)行回歸分析外，本文也使用未考慮滯后一階項的隨機效應(yīng)回歸進(jìn)行比較。表4中第一項衡量指標(biāo)的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果為模型1，隨機效應(yīng)回歸為模型2；第二項衡量指標(biāo)的系統(tǒng)GMM 估計結(jié)果為模型3，隨機效應(yīng)回歸為模型4。

從對東盟人民幣使用情況的兩項衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果可以看出，相對于隨機效應(yīng)模型，使用系統(tǒng)GMM估計結(jié)果無論是在變量系數(shù)還是解釋效力都較好，同時分析中AR（2）檢驗的p 值均大于0.1，說明模型的誤差不存在序列相關(guān)問題，此外，對兩個模型Sargan 檢驗的結(jié)果均大于0.1，拒絕工具變量為過度識別的原假設(shè)，表明所使用的工具變量是有效的。兩項衡量指標(biāo)的滯后項均在5%的顯著水平下顯著，說明無論是直接投資還是雙邊貿(mào)易均存在一定的動態(tài)滯后效應(yīng)。此外，在控制變量均顯著的情況下，中國—東盟雙邊貿(mào)易流量衡量指標(biāo)的三項綜合因子都在5%的顯著水平下顯著，說明與人民幣對東盟直接投資情況相比，中國—東盟雙邊貿(mào)易流量受文化信仰因素的影響程度更強，影響范圍也更廣泛。

表4 綜合解釋因子與兩項衡量指標(biāo)的回歸

3.實證結(jié)果分析。從兩項衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果來看，“信任機制因子”對兩項人民幣東盟國家使用情況衡量指標(biāo)都產(chǎn)生正向影響，且系數(shù)最大。“信任機制因子”每提高0.1標(biāo)準(zhǔn)單位，中國對東盟人民幣直接投資將提高1%，雙邊貿(mào)易流量將提高0.86%?？梢钥闯?，文化信仰通過信任機制對人民幣貿(mào)易投資的促進(jìn)效果顯著，這一方面是當(dāng)前使用人民幣進(jìn)行貿(mào)易投資的基數(shù)較小，正向指標(biāo)對其促進(jìn)作用較大，另一方面說明通過提高文化認(rèn)同感、消弭文化隔閡等方式建立并發(fā)揮信任機制效應(yīng)，去除部分東盟國家對中國存在的固化思維與壁壘，能夠有效降低人民幣貿(mào)易投資的交易成本。同時，東盟地區(qū)華人華僑組織眾多，文化的認(rèn)同感對推動我國與東盟國家的經(jīng)濟(jì)文化交流也起到積極作用，有利于人民幣在東盟國家使用范圍的擴大。

“成本風(fēng)險因子”對兩項人民幣東盟國家使用情況的衡量指標(biāo)產(chǎn)生的都是明顯負(fù)效應(yīng)。“成本風(fēng)險因子”的標(biāo)準(zhǔn)化評分每增加0.1單位，中國對東盟人民幣直接投資和雙邊貿(mào)易流量將分別下降0.5%和0.31%。東盟部分國家各類文化沖突與極端事件的頻發(fā)所產(chǎn)生的成本與風(fēng)險是人民幣業(yè)務(wù)在東盟地區(qū)長久發(fā)展的主要阻礙，合理規(guī)避與防范此類文化成本與風(fēng)險是人民幣東盟國家使用過程中所需要解決的主要問題。

“制度介導(dǎo)因子”在顯著性上對雙邊貿(mào)易流量呈顯著正效應(yīng)，對中國對東盟人民幣直接投資效果稍差。這說明文化信仰通過制度介導(dǎo)效應(yīng)，結(jié)合其在東盟國家擁有的影響力，主要起到有效整合國家資源、創(chuàng)造良好的貿(mào)易環(huán)境、促進(jìn)雙邊貿(mào)易發(fā)展的作用。相對來說，中國對東盟投資則一般具有一定的政治需要，更多取決于中國自身政策導(dǎo)向，與東盟國家制度關(guān)聯(lián)性較弱，制度介導(dǎo)效應(yīng)發(fā)揮不明顯。

控制變量中，信仰人數(shù)雖呈正相關(guān)但促進(jìn)作用較小，這是因為東盟大部分地區(qū)信眾人數(shù)基本已經(jīng)處于較為飽和的狀態(tài)，以人口推動的貿(mào)易繁榮與經(jīng)濟(jì)增長收效甚微。兩國GDP 都為顯著正相關(guān)，地理距離為顯著負(fù)相關(guān)，符合經(jīng)典國際貿(mào)易投資理論的實證結(jié)果。

（四）模型檢驗

1.內(nèi)生性檢驗。雖然使用因子分析與GMM模型在一定程度上對信仰指標(biāo)存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行初步處理，但模型仍可能存在遺漏變量的問題。對于遺漏變量問題的檢驗，采用增添潛在影響因素作為控制變量進(jìn)行回歸檢驗。在潛在影響因子的選擇上，考慮到每種文化信仰的自由在一定程度上會影響文化因素傳導(dǎo)到經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的效果，因此采用Gutkowski（2015）研究中的信仰自由度作為添加潛在變量。同時，東盟國家大多都有著作為西方國家附屬國的經(jīng)歷，附屬國經(jīng)歷也可能對東盟文化結(jié)構(gòu)造成影響（An?dreoni et al.，2016），將附屬國經(jīng)歷也作為一個潛在影響變量加入檢驗。

表5 為對兩個人民幣東盟使用情況的衡量指標(biāo)預(yù)測模型的內(nèi)生性檢驗結(jié)果，其中IA1、IB1為考慮信仰自由度的情況，IA2、IB2為考慮殖民歷史的情況。從結(jié)果上看，在考慮到信仰自由度、附屬國經(jīng)歷是在遺漏變量的基礎(chǔ)上，主要變量估計系數(shù)與符號同已得估計模型基本一致，所選用的文化信仰綜合因子同人民幣東盟使用情況的衡量指標(biāo)間存在顯著的影響效應(yīng)。

表5 內(nèi)生性檢驗回歸結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗。模型的穩(wěn)健性檢驗，本文采用剔除金融危機影響、變量替換、樣本分組三種方式。剔除金融危機影響，選擇剔除2008 年金融危機前后兩年的數(shù)據(jù)重新對模型進(jìn)行回歸檢驗（Hergueux &Jérme，2011）。變量替換進(jìn)一步檢驗人口因素的影響，將具有文化信仰特征人數(shù)替換為東盟該文化分布范圍內(nèi)全部人口數(shù)量。樣本分組則將所選擇的樣本按文化居落規(guī)模分為大眾文化和小眾文化兩類；按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為發(fā)達(dá)（或相對發(fā)達(dá)）國家和發(fā)展中國家兩類進(jìn)行回歸檢驗，為保證分組后樣本量充足使用季度數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，對部分缺乏季度數(shù)據(jù)的樣本采用擬合插值法進(jìn)行補充。

表6 為使用第一項衡量指標(biāo)采用三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，A1～A6依次為剔除金融危機影響、替換人口變量、大眾文化、小眾文化、發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家的回歸結(jié)果。從中可以看出剔除金融危機或替換人口變量后對模型整體解釋效力影響不大，各解釋變量的系數(shù)方向及顯著狀況均與所構(gòu)建的最終解釋模型一致。樣本分組檢驗中，模型對按文化規(guī)模分類的解釋效力較好，按經(jīng)濟(jì)規(guī)模分類的解釋效果稍弱，但總體來說各項指標(biāo)系數(shù)與作用方向和前文結(jié)果一致，模型較為穩(wěn)健。第二項衡量指標(biāo)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與第一項基本一致，故僅展示第一項衡量指標(biāo)的檢驗結(jié)果。

表6 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

四、結(jié)論及政策建議

“一帶一路”倡議的背景下，中國與“一帶一路”沿線國家的文化互動將不斷增強，并使經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生“文化轉(zhuǎn)向”的需求，經(jīng)濟(jì)與文化的有機結(jié)合將成為中國對外發(fā)展的新范式。立足文化社會學(xué)視域，探尋東盟文化元素在人民幣東盟國家使用過程中所扮演的角色。研究發(fā)現(xiàn)，文化信仰通過文化理念、文化認(rèn)同、風(fēng)俗禁忌建立起的信任機制效應(yīng)對人民幣使用的促進(jìn)作用最為顯著；文化信仰影響力、法制程度等通過制度介導(dǎo)對人民幣使用也具有一定的促進(jìn)作用，但關(guān)聯(lián)性略弱；教派沖突、極端事件則通過影響貿(mào)易投資成本對人民幣使用形成明顯阻礙?；谘芯拷Y(jié)論，從民間組織、政府機構(gòu)以及國際組織三個層面給出以下建議：

民間組織層面，我國應(yīng)緊扣“一帶一路”倡議，重視華人民間組織團(tuán)體的紐帶作用，促成由深度文化交流向深度貨幣金融合作的傳導(dǎo)。在三項綜合因子中“信任機制因子”對人民幣在東盟國家使用情況的影響最為顯著，可見文化帶來的認(rèn)同效用之強，影響之大。東盟是世界華人數(shù)量較多的地區(qū)之一，且許多華人民間組織團(tuán)體如中華商會、世界華人聯(lián)合會等在當(dāng)?shù)卣探缍加兄薮蟮挠绊懥?。因此在?zhàn)略制定的過程中，應(yīng)充分重視這類民間力量，緊扣“一帶一路”倡議，在走出去的同時加強與沿線民間組織團(tuán)體的深度文化交流合作，增強民族認(rèn)同感，使其成為中國與東盟各國的貨幣金融合作與政治交流的“潤滑劑”。

政府機構(gòu)層面，我國應(yīng)加強文化風(fēng)險防控能力，主動規(guī)避相關(guān)風(fēng)險，為國內(nèi)貿(mào)易投資決策提供正確導(dǎo)向。我國政府應(yīng)通過在東盟國家的駐地使館等機構(gòu)充分了解各個國家的風(fēng)俗習(xí)慣、文化導(dǎo)向等，根據(jù)不同國家文化內(nèi)涵，制定相應(yīng)風(fēng)險規(guī)避策略，提高風(fēng)險防控能力。對應(yīng)涉外機構(gòu)也應(yīng)對國內(nèi)投資者進(jìn)行有關(guān)東盟國家文化的宣傳教育，讓國內(nèi)投資者在做出貿(mào)易投資決策時能前瞻性、預(yù)警性地對潛在影響貿(mào)易投資環(huán)境的文化風(fēng)險進(jìn)行規(guī)避與化解。通過合理引導(dǎo)措施，將國內(nèi)資本投向具有良好營商環(huán)境的地區(qū)，充分保障人民幣投資者利益。

國際組織層面，我國應(yīng)秉持構(gòu)建“人類命運共同體”的理念，在充分尊重不同國家文化差異、避免產(chǎn)生沖突的同時，注重制度介導(dǎo)效應(yīng)的發(fā)揮，利用亞投行、人民幣離岸市場等國際性組織、市場，構(gòu)建相互依存、合作共贏的中國—東盟貨幣共同體。借助亞投行以及人民幣離岸市場，一方面我國通過為東盟及“一帶一路”沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、公共服務(wù)提供投融資支持，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平提高，為人民幣創(chuàng)造良好的社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境；另一方面，在幫助沿線國家進(jìn)行基礎(chǔ)建設(shè)時可優(yōu)先使用人民幣，倡議更多國家在對外經(jīng)貿(mào)及投資活動中使用人民幣進(jìn)行支付結(jié)算，循序漸進(jìn)地提高人民幣支付結(jié)算比例與國際影響力，在東盟國家形成人民幣貨幣慣性，穩(wěn)步推進(jìn)人民幣東盟使用范圍的擴大。