文化社會(huì)學(xué)視域下人民幣東盟國(guó)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(kuò)大人民幣在東盟國(guó)家中的使用，對(duì)加強(qiáng)中國(guó)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(duì)一國(guó)貨幣主權(quán)問(wèn)題的研究中所說(shuō)，貨幣主權(quán)深受一個(gè)國(guó)家自身文化的影響，要實(shí)現(xiàn)人民幣國(guó)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(guò)程中必將受各國(guó)文化差異的影響。東盟10國(guó)幾乎都具有自身獨(dú)特的文化，各類(lèi)文化在東盟國(guó)家都有著廣泛的社會(huì)受眾，多樣文化間的差異對(duì)人民幣東盟國(guó)家使用會(huì)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(wèn)題進(jìn)行探討。

Helble（2007）、張欣等（2019）等國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)社會(huì)文化與中國(guó)—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(huì)文化龐雜且多樣，在未來(lái)將與地區(qū)政治、經(jīng)濟(jì)問(wèn)題聯(lián)系越來(lái)越密切，對(duì)中國(guó)與東盟的進(jìn)一步經(jīng)貿(mào)合作既會(huì)帶來(lái)積極效應(yīng)，也難免會(huì)產(chǎn)生制約。積極影響方面，在“一帶一路”倡議提出的新時(shí)期，東盟地區(qū)廣大華人群體因其具有文化認(rèn)同感，將對(duì)中國(guó)東盟各項(xiàng)合作的開(kāi)展起到積極作用（林春培等，2019）。不僅如此，虔誠(chéng)的文化信仰對(duì)整合區(qū)域意識(shí)形態(tài)、維護(hù)地區(qū)和平統(tǒng)一、反對(duì)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(lái)積極影響的同時(shí)，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(gè)超越主權(quán)國(guó)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(guó)與東盟各類(lèi)合作交流浮于表面，無(wú)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(huì)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(wèn)題與東盟各國(guó)社會(huì)文化問(wèn)題相結(jié)合分析。其次，已有研究通常將文化籠統(tǒng)為一個(gè)整體進(jìn)行分析，忽視同一國(guó)家諸如信仰等不同文化以及不同國(guó)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(duì)于多樣化的社會(huì)文化影響因素，通常只分析單一因素的作用方向，缺乏對(duì)文化影響因素系統(tǒng)的歸類(lèi)與總結(jié)。本文區(qū)別于以往研究，將各國(guó)不同文化信仰作為單一分析樣本進(jìn)行分析。運(yùn)用文化社會(huì)學(xué)理論，將社會(huì)文化以具象，形成文化信仰，并結(jié)合信任機(jī)制效應(yīng)、成本與風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)、制度介導(dǎo)效應(yīng)對(duì)多樣化的文化信仰影響因素的作用機(jī)理進(jìn)行分類(lèi)闡述，更為詳實(shí)全面地研究在“一帶一路”倡議提出的新時(shí)期，東盟各國(guó)文化信仰對(duì)于人民幣東盟國(guó)家使用的影響情況。

二、影響因素的作用效應(yīng)

文化社會(huì)學(xué)領(lǐng)軍人物Stark &Finke（2000）認(rèn)為文化信仰通過(guò)對(duì)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(gè)社會(huì)政治、經(jīng)濟(jì)、文化和價(jià)值觀(guān)念。在國(guó)際金融領(lǐng)域中，文化因素也常作為社會(huì)或道德行為規(guī)范因素的替代變量分析其對(duì)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。基于這一邏輯路線(xiàn)，結(jié)合信任機(jī)制效應(yīng)、成本與風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)、制度介導(dǎo)效應(yīng)闡釋各類(lèi)文化信仰因素對(duì)人民幣在東盟國(guó)家使用中的作用效應(yīng)。

（一）信任機(jī)制效應(yīng)

任何文化都是通過(guò)文化理念宣揚(yáng)其道德、價(jià)值觀(guān)，進(jìn)而塑造受眾之間的身份認(rèn)同，并逐漸通過(guò)文化信仰傳播構(gòu)建起信任機(jī)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(dòng)中（Guiso et al.，2009）。信任機(jī)制效應(yīng)的存在，也為人民幣在東盟國(guó)家使用過(guò)程中社會(huì)文化作用力的發(fā)揮提供了可行路徑。

首先，經(jīng)由信任機(jī)制效應(yīng)，使東盟各類(lèi)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(lèi)文化理念反映在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中便是對(duì)于某一貨幣的接受與認(rèn)同，如部分文化理念中包含強(qiáng)烈的唯一性與不可變性，使受眾難以在短時(shí)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(huì)使受眾對(duì)圍繞人民幣開(kāi)展的貿(mào)易投資活動(dòng)接受度較高。其次，信任機(jī)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(lái)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(guó)人民友誼，其經(jīng)濟(jì)結(jié)果則能帶來(lái)雙方經(jīng)貿(mào)投資合作的深入，實(shí)現(xiàn)由文化向經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的躍遷。最后，站在中國(guó)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(lái)西亞等國(guó)華裔眾多，文化同源提高了這些國(guó)家對(duì)中國(guó)的認(rèn)可度，在貨幣領(lǐng)域便是對(duì)人民幣認(rèn)可度的上升，進(jìn)而擴(kuò)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(guò)上述分析可以看出，文化理念、文化認(rèn)同、文化起源均會(huì)通過(guò)信任機(jī)制效應(yīng)對(duì)人民幣在東盟國(guó)家的使用產(chǎn)生影響，預(yù)期此類(lèi)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(xiǎn)效應(yīng)

文化差異則會(huì)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(guān)上來(lái)說(shuō)，會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)個(gè)體在消費(fèi)觀(guān)念、契約精神等方面的差異，從宏觀(guān)上來(lái)說(shuō)，則會(huì)影響到一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的社會(huì)氛圍、整體穩(wěn)定、合作傾向等。這些差異會(huì)引致成本上升并蘊(yùn)含著風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)國(guó)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(guò)程中，由文化帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)差異性使得人民幣相關(guān)業(yè)務(wù)的開(kāi)展同樣也需要考慮成本與風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而導(dǎo)致不同文化信仰國(guó)家或地區(qū)人民幣使用情況存在差異。

如在與東盟國(guó)家的貿(mào)易投資中需要考量對(duì)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(duì)外來(lái)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(dòng)中規(guī)避成本也越大，人民幣業(yè)務(wù)的開(kāi)展也會(huì)相應(yīng)遲緩。不僅如此，通過(guò)對(duì)目標(biāo)市場(chǎng)穩(wěn)定性與發(fā)展前景的判斷，合理規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)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(duì)立問(wèn)題，這會(huì)破壞當(dāng)?shù)卦蟹€(wěn)定的社會(huì)環(huán)境，影響中國(guó)—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(guó)的不確定性。同時(shí)，作為社會(huì)文化異化的產(chǎn)物，極端恐怖主義也對(duì)部分東盟國(guó)家的發(fā)展前景蒙上陰影，人民幣投資者利益無(wú)法得到保障，該國(guó)對(duì)人民幣投資的吸引力也會(huì)降低。通過(guò)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(guò)成本與風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)對(duì)人民幣東盟使用產(chǎn)生影響，預(yù)期此類(lèi)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(jī)構(gòu)不健全的國(guó)家，世俗社會(huì)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(bǔ)充或形成非正式的習(xí)慣法，部分民間機(jī)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(jī)構(gòu)為介導(dǎo)對(duì)各類(lèi)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)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(guó)家使用范圍進(jìn)一步擴(kuò)大成為可能。

制度介導(dǎo)效應(yīng)的發(fā)揮與各類(lèi)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(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的作用程度，不同文化信仰對(duì)中國(guó)的態(tài)度差異也會(huì)由此被放大，進(jìn)而對(duì)中國(guó)與東盟國(guó)家的貨幣金融合作產(chǎn)生影響。同時(shí)，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(gè)國(guó)家內(nèi)部控制力的表現(xiàn)。法制程度高有利于國(guó)家合理引導(dǎo)文化信仰的發(fā)展與傳播，促進(jìn)國(guó)際交流與合作；反之，則說(shuō)明控制力不足，不能有效地預(yù)防可能會(huì)爆發(fā)的文化沖突，不利于一個(gè)適宜營(yíng)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(lèi)政教關(guān)系具有兩面性，密切的政教關(guān)系雖然可以通過(guò)文化信仰整合國(guó)家意識(shí)形態(tài)，集中國(guó)家力量，推動(dòng)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(huì)方方面面，民間活動(dòng)干涉行政的情況屢見(jiàn)不鮮，阻礙政府政策的有效性，經(jīng)貿(mào)合作難以得到實(shí)質(zhì)性進(jìn)展。通過(guò)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(duì)人民幣在東盟國(guó)家使用的作用存在兩面性，因此預(yù)期將此類(lèi)因素歸為中性效應(yīng)指標(biāo)。

三、實(shí)證分析

（一）變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)

研究樣本為東盟10 國(guó)的主要文化信仰，同時(shí)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(duì)不同文化信仰的各指標(biāo)因素進(jìn)行評(píng)估，在每一時(shí)點(diǎn)上選取27 個(gè)文化信仰樣本，剔除缺失值后，共獲得493 個(gè)有效樣本。對(duì)各指標(biāo)含義、符號(hào)表達(dá)、評(píng)價(jià)依據(jù)與數(shù)據(jù)來(lái)源進(jìn)行說(shuō)明如下：

在考慮東盟因素的基礎(chǔ)上，被解釋變量選取國(guó)內(nèi)研究普遍采用的“中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)人民幣直接投資額Y1ct”與“中國(guó)與東盟雙邊貿(mào)易流量Y2ct”這兩項(xiàng)衡量人民幣東盟國(guó)家使用情況。人民幣直接投資額的提升是人民幣在一個(gè)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(shí)現(xiàn)（趙慧和張濃，2019）。中國(guó)與東盟雙邊貿(mào)易流量通過(guò)反映中國(guó)在雙邊貿(mào)易結(jié)算中的地位來(lái)衡量人民幣的國(guó)際化程度（李俊久和丘儉裕，2017）。數(shù)據(jù)分別來(lái)源于東盟統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中心和復(fù)旦大學(xué)國(guó)際關(guān)系研究數(shù)據(jù)庫(kù)。

基于前文對(duì)文化信仰三類(lèi)作用效應(yīng)的劃分，參考丁劍平和方琛琳（2017）對(duì)“一帶一路”倡議中對(duì)文化評(píng)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(lèi)。

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(wú)明顯傾向、唯一性強(qiáng)三個(gè)層級(jí)；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(qiáng)、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(lèi)。

消極效應(yīng)指標(biāo)中，風(fēng)俗禁忌（X4crt）依據(jù)各國(guó)風(fēng)俗節(jié)日及主要文化禁忌數(shù)量劃分，數(shù)據(jù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)外交部國(guó)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(guó)家矛盾、地區(qū)爭(zhēng)端、民間沖突三層，數(shù)據(jù)來(lái)源于奧斯陸國(guó)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(kù)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(guó)家范圍、區(qū)域范圍、少數(shù)地域三種，地域分布數(shù)據(jù)來(lái)源于World re?ligion統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)；法制程度（X8crt）參考Blaydes（2013）對(duì)法制文化的定義，運(yùn)用法治指數(shù)對(duì)東盟地區(qū)法律對(duì)信仰的約束效力進(jìn)行評(píng)價(jià)，數(shù)據(jù)來(lái)源于WJP全球項(xiàng)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(guó)外交部的標(biāo)準(zhǔn)劃分，衡量東盟國(guó)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(duì)數(shù)后的文化信仰人數(shù)（ln?RPcrt），數(shù)據(jù)來(lái)源于Correlates of War 數(shù)據(jù)項(xiàng)目；取對(duì)數(shù)后的中國(guó)GDP（lnGDPzt）與東盟國(guó)家GDP（lnGDPct），數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行；取對(duì)數(shù)的地理距離（lnDISzc），數(shù)據(jù)來(lái)源于CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)。在變量符號(hào)中c依次表示東盟10國(guó)，r代表各種信仰，t表示對(duì)應(yīng)時(shí)點(diǎn)，z特指中國(guó)。

完成變量定義后，對(duì)主要解釋變量數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)檢驗(yàn)。首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，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(yàn)以及VIF 方差膨脹因子檢驗(yàn)中，因?yàn)樾叛鲆蛩胤治鲋笜?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(huì)因多重共線(xiàn)性等問(wèn)題使模型難以通過(guò)檢驗(yàn)，需對(duì)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(yàn)中顯示部分解釋變量間相關(guān)性較高，存在多重共線(xiàn)性等問(wèn)題。為解決這一問(wèn)題，本文首先通過(guò)因子分析，將眾多信仰文化解釋變量歸集為獨(dú)立不相關(guān)的綜合變量，通過(guò)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(kuò)展，具有信息丟失量少、綜合解釋性強(qiáng)的特點(diǎn)。在本文的研究中部分信仰解釋變量屬于有序分類(lèi)變量，通常有序多分類(lèi)變量在經(jīng)過(guò)信度檢驗(yàn)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(xiàng)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(jì)量

在得到因子分析模型矩陣后，經(jīng)矩陣變換并估計(jì)因子得分，可得到由原有變量表示的線(xiàn)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(gè)基礎(chǔ)變量在第m個(gè)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(gè)基礎(chǔ)變量對(duì)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(duì)兩項(xiàng)人民幣東盟國(guó)家使用情況衡量指標(biāo)使用動(dòng)態(tài)面板進(jìn)行回歸，所構(gòu)建動(dòng)態(tài)計(jì)量模型如方程（3）和方程（4）所示：

在構(gòu)建的兩個(gè)預(yù)測(cè)模型中，Y1ct表示中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)人民幣直接投資額，Y2ct表示中國(guó)與東盟雙邊貿(mào)易流量；Y1ct-1和Y2ct-1為對(duì)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(yàn)結(jié)果得出；Ci為控制變量；ξ0為常數(shù)項(xiàng)；η1為滯后項(xiàng)對(duì)應(yīng)系數(shù)；ξk為綜合因子對(duì)應(yīng)系數(shù)；βi為對(duì)應(yīng)控制變量系數(shù)；φ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

考慮到模型可能存在的內(nèi)生性問(wèn)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(jì)來(lái)緩解內(nèi)生性問(wèn)題，通常GMM 估計(jì)可分為系統(tǒng)GMM和差分GMM兩種類(lèi)型，考慮到回歸中地理距離等變量不隨時(shí)間變化而變化，并不適合使用差分GMM 進(jìn)行估計(jì)，因此選擇系統(tǒng)GMM 進(jìn)行回歸分析，同時(shí)從數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)來(lái)看，本文數(shù)據(jù)T

（三）實(shí)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(duì)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(yàn)與KMO 和Bartlett 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(gè)特征根作為新的綜合因子，且三個(gè)特征根累計(jì)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(duì)比提取平方和與旋轉(zhuǎn)平方和，旋轉(zhuǎn)平方和三個(gè)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(gè)因子上均出現(xiàn)較大載荷的問(wèn)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(duì)值大于0.5 的標(biāo)準(zhǔn)，用括號(hào)標(biāo)注在各綜合因子上有較大載荷的解釋變量?？梢钥闯觯幕砟?、文化認(rèn)同、文化起源、風(fēng)俗禁忌四項(xiàng)在第一個(gè)因子上有較大載荷；教派沖突、極端事件在第二個(gè)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(gè)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(lèi)與前文作用效應(yīng)預(yù)期分類(lèi)不同外，其余解釋變量分類(lèi)均符合前期積極、消極、中性三類(lèi)作用效應(yīng)的假設(shè)。風(fēng)俗禁忌被歸為信任機(jī)制效應(yīng)一類(lèi)可能是由于東盟國(guó)家與中國(guó)交往已久，在長(zhǎng)久文化交流與碰撞中對(duì)于對(duì)方風(fēng)俗禁忌已有較清晰的認(rèn)識(shí)，在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中能合理尊重并建立文化共識(shí)消除誤解與矛盾。根據(jù)前文所述的文化信仰三類(lèi)作用效應(yīng)，對(duì)三個(gè)文化信仰綜合解釋因子進(jìn)行命名，第一個(gè)命名為“信任機(jī)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(gè)因子命名為“成本風(fēng)險(xiǎn)因子”，包含教派沖突、極端事件等消極效應(yīng)指標(biāo)，第三個(gè)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(guò)查詢(xún)因子得分矩陣，將三個(gè)綜合解釋因子變?yōu)橛蓸?biāo)準(zhǔn)化后解釋變量組成的線(xiàn)性組合，三個(gè)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(jì)。使用因子分析所得綜合解釋因子與兩項(xiàng)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(xiàng)的隨機(jī)效應(yīng)回歸進(jìn)行比較。表4中第一項(xiàng)衡量指標(biāo)的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果為模型1，隨機(jī)效應(yīng)回歸為模型2；第二項(xiàng)衡量指標(biāo)的系統(tǒng)GMM 估計(jì)結(jié)果為模型3，隨機(jī)效應(yīng)回歸為模型4。

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

表4 綜合解釋因子與兩項(xiàng)衡量指標(biāo)的回歸

3.實(shí)證結(jié)果分析。從兩項(xiàng)衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果來(lái)看，“信任機(jī)制因子”對(duì)兩項(xiàng)人民幣東盟國(guó)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(jī)制因子”每提高0.1標(biāo)準(zhǔn)單位，中國(guó)對(duì)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(guò)信任機(jī)制對(duì)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(duì)其促進(jìn)作用較大，另一方面說(shuō)明通過(guò)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(jī)制效應(yīng)，去除部分東盟國(guó)家對(duì)中國(guó)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(shí)，東盟地區(qū)華人華僑組織眾多，文化的認(rèn)同感對(duì)推動(dòng)我國(guó)與東盟國(guó)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(guó)家使用范圍的擴(kuò)大。

“成本風(fēng)險(xiǎn)因子”對(duì)兩項(xiàng)人民幣東盟國(guó)家使用情況的衡量指標(biāo)產(chǎn)生的都是明顯負(fù)效應(yīng)?！俺杀撅L(fēng)險(xiǎn)因子”的標(biāo)準(zhǔn)化評(píng)分每增加0.1單位，中國(guó)對(duì)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(guó)家各類(lèi)文化沖突與極端事件的頻發(fā)所產(chǎn)生的成本與風(fēng)險(xiǎn)是人民幣業(yè)務(wù)在東盟地區(qū)長(zhǎng)久發(fā)展的主要阻礙，合理規(guī)避與防范此類(lèi)文化成本與風(fēng)險(xiǎn)是人民幣東盟國(guó)家使用過(guò)程中所需要解決的主要問(wèn)題。

“制度介導(dǎo)因子”在顯著性上對(duì)雙邊貿(mào)易流量呈顯著正效應(yīng)，對(duì)中國(guó)對(duì)東盟人民幣直接投資效果稍差。這說(shuō)明文化信仰通過(guò)制度介導(dǎo)效應(yīng)，結(jié)合其在東盟國(guó)家擁有的影響力，主要起到有效整合國(guó)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(duì)來(lái)說(shuō)，中國(guó)對(duì)東盟投資則一般具有一定的政治需要，更多取決于中國(guó)自身政策導(dǎo)向，與東盟國(guó)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?yàn)闁|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(dòng)的貿(mào)易繁榮與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收效甚微。兩國(guó)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(guó)際貿(mào)易投資理論的實(shí)證結(jié)果。

（四）模型檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)。雖然使用因子分析與GMM模型在一定程度上對(duì)信仰指標(biāo)存在的內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行初步處理，但模型仍可能存在遺漏變量的問(wèn)題。對(duì)于遺漏變量問(wèn)題的檢驗(yàn)，采用增添潛在影響因素作為控制變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。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(huì)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(shí)，東盟國(guó)家大多都有著作為西方國(guó)家附屬?lài)?guó)的經(jīng)歷，附屬?lài)?guó)經(jīng)歷也可能對(duì)東盟文化結(jié)構(gòu)造成影響（An?dreoni et al.，2016），將附屬?lài)?guó)經(jīng)歷也作為一個(gè)潛在影響變量加入檢驗(yàn)。

表5 為對(duì)兩個(gè)人民幣東盟使用情況的衡量指標(biāo)預(yù)測(cè)模型的內(nèi)生性檢驗(yàn)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?lài)?guó)經(jīng)歷是在遺漏變量的基礎(chǔ)上，主要變量估計(jì)系數(shù)與符號(hào)同已得估計(jì)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(yàn)回歸結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文采用剔除金融危機(jī)影響、變量替換、樣本分組三種方式。剔除金融危機(jī)影響，選擇剔除2008 年金融危機(jī)前后兩年的數(shù)據(jù)重新對(duì)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)（Hergueux &Jérme，2011）。變量替換進(jìn)一步檢驗(yàn)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(lèi)；按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為發(fā)達(dá)（或相對(duì)發(fā)達(dá)）國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家兩類(lèi)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，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(duì)部分缺乏季度數(shù)據(jù)的樣本采用擬合插值法進(jìn)行補(bǔ)充。

表6 為使用第一項(xiàng)衡量指標(biāo)采用三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果，A1～A6依次為剔除金融危機(jī)影響、替換人口變量、大眾文化、小眾文化、發(fā)達(dá)國(guó)家、發(fā)展中國(guó)家的回歸結(jié)果。從中可以看出剔除金融危機(jī)或替換人口變量后對(duì)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(yàn)中，模型對(duì)按文化規(guī)模分類(lèi)的解釋效力較好，按經(jīng)濟(jì)規(guī)模分類(lèi)的解釋效果稍弱，但總體來(lái)說(shuō)各項(xiàng)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(xiàng)衡量指標(biāo)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與第一項(xiàng)基本一致，故僅展示第一項(xiàng)衡量指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(guó)與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的文化互動(dòng)將不斷增強(qiáng)，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(jī)結(jié)合將成為中國(guó)對(duì)外發(fā)展的新范式。立足文化社會(huì)學(xué)視域，探尋東盟文化元素在人民幣東盟國(guó)家使用過(guò)程中所扮演的角色。研究發(fā)現(xiàn)，文化信仰通過(guò)文化理念、文化認(rèn)同、風(fēng)俗禁忌建立起的信任機(jī)制效應(yīng)對(duì)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(guò)制度介導(dǎo)對(duì)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(guò)影響貿(mào)易投資成本對(duì)人民幣使用形成明顯阻礙。基于研究結(jié)論，從民間組織、政府機(jī)構(gòu)以及國(guó)際組織三個(gè)層面給出以下建議：

民間組織層面，我國(guó)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(xiàng)綜合因子中“信任機(jī)制因子”對(duì)人民幣在東盟國(guó)家使用情況的影響最為顯著，可見(jiàn)文化帶來(lái)的認(rèn)同效用之強(qiáng)，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(huì)、世界華人聯(lián)合會(huì)等在當(dāng)?shù)卣探缍加兄薮蟮挠绊懥?。因此在?zhàn)略制定的過(guò)程中，應(yīng)充分重視這類(lèi)民間力量，緊扣“一帶一路”倡議，在走出去的同時(shí)加強(qiáng)與沿線(xiàn)民間組織團(tuán)體的深度文化交流合作，增強(qiáng)民族認(rèn)同感，使其成為中國(guó)與東盟各國(guó)的貨幣金融合作與政治交流的“潤(rùn)滑劑”。

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

國(guó)際組織層面，我國(guó)應(yīng)秉持構(gòu)建“人類(lèi)命運(yùn)共同體”的理念，在充分尊重不同國(guó)家文化差異、避免產(chǎn)生沖突的同時(shí)，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(chǎng)等國(guó)際性組織、市場(chǎng)，構(gòu)建相互依存、合作共贏(yíng)的中國(guó)—東盟貨幣共同體。借助亞投行以及人民幣離岸市場(chǎng)，一方面我國(guó)通過(guò)為東盟及“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)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(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境；另一方面，在幫助沿線(xiàn)國(guó)家進(jìn)行基礎(chǔ)建設(shè)時(shí)可優(yōu)先使用人民幣，倡議更多國(guó)家在對(duì)外經(jīng)貿(mào)及投資活動(dòng)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(guó)際影響力，在東盟國(guó)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(kuò)大。