• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    文化產(chǎn)品出口的空間溢出效應(yīng)研究
    ——基于文化空間的視角

    2018-01-09 09:12:40戴永務(wù)
    財貿(mào)研究 2017年11期
    關(guān)鍵詞:杜賓面板出口

    鄭 義 周 磊 戴永務(wù)

    (福建農(nóng)林大學(xué) 1.管理學(xué)院 2.經(jīng)濟(jì)學(xué)院,福建 福州 350002)

    文化產(chǎn)品出口的空間溢出效應(yīng)研究
    ——基于文化空間的視角

    鄭 義1周 磊2戴永務(wù)1

    (福建農(nóng)林大學(xué) 1.管理學(xué)院 2.經(jīng)濟(jì)學(xué)院,福建 福州 350002)

    先從理論上分析文化產(chǎn)品出口在文化空間上的內(nèi)生交互作用和外生交互作用,接下來基于文化距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,運用空間面板杜賓模型測算2007—2014年43個國家或地區(qū)(正文統(tǒng)稱為國家)的文化產(chǎn)品出口在文化空間上的溢出效應(yīng),最后采用兼顧文化距離和地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣區(qū)分地理空間和文化空間的溢出效應(yīng)。結(jié)果表明:文化鄰近國家間文化產(chǎn)品出口的內(nèi)生交互作用并不顯著;雖然外生交互作用中的教育指數(shù)有顯著的正向空間溢出效應(yīng),但人均GDP、GDP、信息和通訊技術(shù)存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng),所以外生交互作用以負(fù)向空間溢出效應(yīng)為主;在內(nèi)生交互作用和外生交互作用的共同作用下,文化鄰近國家之間的文化產(chǎn)品出口存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

    文化產(chǎn)品;出口貿(mào)易;空間面板數(shù)據(jù)模型;文化距離;嵌套空間權(quán)重矩陣

    一、引言與文獻(xiàn)綜述

    自2008年世界金融危機(jī)以來,國際格局發(fā)生了深刻復(fù)雜的變化,國與國之間的競爭越來越成為政治、經(jīng)濟(jì)、社會、文化等多方面緊密交織的全方位競爭。文化產(chǎn)業(yè)作為綠色產(chǎn)業(yè)、朝陽產(chǎn)業(yè)和民生產(chǎn)業(yè),產(chǎn)品既具有經(jīng)濟(jì)屬性和精神屬性,也具有意識形態(tài)屬性,發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)成為當(dāng)前中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重要支點、滿足人民群眾精神文化需求的關(guān)鍵途徑和增強(qiáng)國家軟實力的必然要求,具有重要的經(jīng)濟(jì)意義、社會意義和政治意義。因此,自中國共產(chǎn)黨十七大會議決議首次明確提出“大力發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)”以來,發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)不斷地被強(qiáng)調(diào)和關(guān)注。“十三五”規(guī)劃綱要更是提出,要實現(xiàn)“文化產(chǎn)業(yè)成為國民經(jīng)濟(jì)支柱性產(chǎn)業(yè),中華文化影響持續(xù)擴(kuò)大”的目標(biāo)。而實現(xiàn)這一目標(biāo)的關(guān)鍵是實施文化“走出去”戰(zhàn)略,積極開拓國際文化市場。為此,影響文化產(chǎn)品出口和國際競爭力的相關(guān)因素受到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注(周升起 等,2013)。

    現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從文化產(chǎn)品的普通商品屬性和獨特的文化特征兩個角度出發(fā),以此研究文化產(chǎn)品出口的影響因素?;谄胀ㄉ唐穼傩越嵌龋菑膫鹘y(tǒng)貨物貿(mào)易研究發(fā)展而來的,主要關(guān)注 GDP、人均GDP、勞動力素質(zhì)、寬帶基礎(chǔ)設(shè)施、地理距離、共同邊界、殖民關(guān)系、自由貿(mào)易協(xié)定、匯率等傳統(tǒng)出口貿(mào)易決定因素的影響(White et al.,2008;臧新 等,2012;邵軍 等,2013;蒙英華 等,2015)。但這些因素主要作為控制變量出現(xiàn),而更多的研究文獻(xiàn)則是從文化特征角度出發(fā),分析文化距離、文化親近、文化折扣、孔子學(xué)院等文化特征變量對文化產(chǎn)品雙邊貿(mào)易的影響。部分研究認(rèn)為,不同的文化特征會抑制雙邊文化產(chǎn)品貿(mào)易(Marvasti et al.,2005;Fu et al.,2010;臧新 等,2012;曹麥 等,2013;許陳生 等,2013;邵軍 等,2014)。例如,Tadesse et al.(2013)的研究結(jié)論表明,文化距離抑制了美國各州對73個國家及地區(qū)的文化產(chǎn)品出口;劉楊等(2013)認(rèn)為,文化距離對OECD國家文化產(chǎn)品雙邊出口貿(mào)易有顯著的負(fù)面影響。另一部分研究則認(rèn)為,不同的文化特征會促進(jìn)雙邊文化產(chǎn)品貿(mào)易。例如,Holloway(2014)發(fā)現(xiàn),文化距離的存在會減少美國與其貿(mào)易伙伴的雙邊貿(mào)易總量,但對文化產(chǎn)品的貿(mào)易量有促進(jìn)作用;Lankhuizen et al.(2011)在控制了進(jìn)出口國的人均GDP差距后發(fā)現(xiàn),文化距離對出口有顯著的正面影響;汪穎等(2014)的研究結(jié)論表明,文化距離對中國與35個主要國家文化產(chǎn)品出口貿(mào)易有顯著的促進(jìn)作用。還有一部分觀點認(rèn)為,不同的文化特征與文化產(chǎn)品雙邊貿(mào)易存在非線性關(guān)系。例如,Moon et al.(2015)、Moon et al.(2016)都發(fā)現(xiàn),文化距離與美國電影出口呈U型曲線關(guān)系;王洪濤(2014)認(rèn)為,文化差異與中國創(chuàng)意產(chǎn)品出口之間存在著非線性的水平S型曲線關(guān)系。綜上所述,雖然以上研究的結(jié)論存在差別,但這些研究的出發(fā)點和結(jié)論都說明:兩國的不同文化特征是影響文化產(chǎn)品雙邊貿(mào)易的關(guān)鍵因素。

    目前的研究主要關(guān)注不同文化特征對雙邊貿(mào)易流量的影響,然而一些零散現(xiàn)象和典型化事實卻表明:國家間的文化產(chǎn)品出口在文化空間維度上存在關(guān)聯(lián)性,一國文化產(chǎn)品出口對文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口具有負(fù)向或正向的溢出效應(yīng)。例如,中韓同屬東亞儒家文化圈,文化差異和文化產(chǎn)品的差異較?。阂环矫?,以電視劇、流行音樂和綜藝節(jié)目為代表的韓國流行文化的繁榮,擠壓了中國文化產(chǎn)業(yè)的國際發(fā)展空間,但使歐美市場更加關(guān)注亞洲的娛樂產(chǎn)品,這反而有利于中國文化產(chǎn)品開拓歐美市場;另一方面,受到韓國娛樂市場和生態(tài)產(chǎn)業(yè)鏈的吸納,韓庚、吳亦凡、鹿晗等中國藝人在韓國出道,阿里巴巴、騰訊等中國企業(yè)投資韓國娛樂公司,雖然導(dǎo)致中國娛樂文化產(chǎn)品國際競爭力要素稟賦流失,但在此過程中國的文化產(chǎn)業(yè)也學(xué)習(xí)了韓國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的成功經(jīng)驗。然而,在研究文化產(chǎn)品出口過程中,傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法假設(shè)國家間的文化產(chǎn)品出口相互獨立,從而忽視了文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口的空間相關(guān)性,可能會導(dǎo)致有偏、非一致或無效的估計結(jié)果(張可云 等,2016)。

    為了識別空間溢出效應(yīng)問題和解決空間相關(guān)性導(dǎo)致的估計難題,空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)展出了一套比較成熟的模型設(shè)定、參數(shù)估計和模型檢驗的方法解決以上兩個難題?,F(xiàn)有應(yīng)用主要集中于物理空間維度和經(jīng)濟(jì)空間維度的空間溢出效應(yīng)等方面(劉霞 等,2014;徐春華 等,2016),也有少數(shù)學(xué)者運用嵌套空間權(quán)重矩陣研究涵蓋地理因素和經(jīng)濟(jì)因素的空間溢出效應(yīng)(張征宇 等,2010)。但目前研究貿(mào)易經(jīng)濟(jì)在文化空間維度溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)極少。董曉松等(2013)基于省市是否屬于同一個文化亞區(qū)構(gòu)建二元連接空間權(quán)重矩陣,考察了數(shù)字內(nèi)容產(chǎn)品擴(kuò)散的空間溢出效應(yīng)。地區(qū)間的文化鄰近也是由于地理位置鄰近而產(chǎn)生的,所以不同時考慮地理空間維度的空間溢出效應(yīng)可能會高估文化空間維度的空間溢出效應(yīng)。

    基于此,本文在分析文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口貿(mào)易相互影響的基礎(chǔ)上,借鑒Hofstede(2001)的文化距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,運用空間面板杜賓模型研究文化產(chǎn)品出口貿(mào)易在文化空間維度上的溢出效應(yīng);同時采用兼顧文化距離和地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣,區(qū)分文化產(chǎn)品出口貿(mào)易在文化空間維度和地理空間維度的溢出效應(yīng)。

    二、文化產(chǎn)品出口空間相關(guān)的影響機(jī)制

    一般商品在不同國家間存在空間關(guān)聯(lián)性,國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就是空間關(guān)聯(lián)性的重要表現(xiàn)形式。與一般商品相比,文化產(chǎn)品的多重屬性削弱了地理距離等物理維度的空間關(guān)聯(lián)性,放大了文化距離等文化維度的空間關(guān)聯(lián)性。根據(jù)空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,一國文化產(chǎn)品出口主要通過內(nèi)生交互作用和外生交互作用影響文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口(Elhorst,2014)。內(nèi)生交互作用又被稱為因變量的空間交互作用,是指國家A的文化產(chǎn)品出口直接影響文化鄰近國家B的文化產(chǎn)品出口;外生交互作用又被稱作自變量的空間交互作用,是指國家A文化產(chǎn)品出口的決定因素影響文化鄰近國家B的文化產(chǎn)品出口。無論是內(nèi)生交互作用還是外生交互作用,都可能會對文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口產(chǎn)生正向或負(fù)向的作用效果。由此可知,文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口空間相關(guān)的作用機(jī)制包含以下四個方面:

    第一,內(nèi)生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。主要體現(xiàn)在:一國的文化產(chǎn)品出口在國際市場上會對文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口產(chǎn)生擠出效應(yīng)。如圖1所示,當(dāng)國際市場需求曲線為D、國際市場供給曲線為S1時,國際市場價格為P1,此時A國文化產(chǎn)品的出口額為Q2-Q1。當(dāng)A國的文化鄰近國家增加文化產(chǎn)品出口,國際市場供給曲線從S1移動到S2,國際市場價格變動為P2,A的文化產(chǎn)品出口變?yōu)镼4-Q3,顯然A國文化產(chǎn)品出口下降了。兩國文化產(chǎn)品的差異性會隨著國家間文化差異的減小而縮小,兩國的文化產(chǎn)品在國際市場上的競爭也隨之變得更加激烈:即兩國文化差異越小,一國文化產(chǎn)品在國際市場上對另一國文化產(chǎn)品的擠出效應(yīng)越明顯。

    圖1文化臨近國家文化產(chǎn)品出口的擠出效應(yīng)

    第二,內(nèi)生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)。內(nèi)生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng),經(jīng)濟(jì)學(xué)根源是文化產(chǎn)品消費的網(wǎng)絡(luò)外部性。網(wǎng)絡(luò)外部性,是指一種產(chǎn)品對用戶的價值隨著采用相同產(chǎn)品或可兼容產(chǎn)品的用戶數(shù)量增加而增大的現(xiàn)象。消費者可以通過分享、交流文化產(chǎn)品價值的體驗和感受,以獲得額外的效用,所以購買同一文化產(chǎn)品的消費者越多,消費者可以獲得的額外效用也越大,即文化產(chǎn)品消費具有網(wǎng)絡(luò)外部性。一國的文化產(chǎn)品與文化鄰近國家的文化產(chǎn)品在一定程度上是可兼容的,一國文化產(chǎn)品在國際市場上的價值會隨著文化鄰近國家文化產(chǎn)品國際市場用戶的增加而增加。因此,文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口在國際市場上存在相互帶動的效應(yīng)。

    第三,外生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。外生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng),經(jīng)濟(jì)學(xué)根源是區(qū)域經(jīng)濟(jì)的虹吸效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)學(xué)上的虹吸效應(yīng),是指一地區(qū)憑借特定區(qū)位優(yōu)勢形成強(qiáng)大吸引力,會將其他地區(qū)的資金、人才等資源吸引過來,從而減緩了被吸引地區(qū)的發(fā)展。人才、資金等要素是決定一國文化產(chǎn)品國際競爭力的關(guān)鍵因素。由于文化產(chǎn)品出口強(qiáng)國文化生態(tài)、文化條件和文化機(jī)會更為優(yōu)越,國際文化人才和國際文化投資會不斷涌入,尤其是對相近文化國家中的文化人才吸引力更強(qiáng)。因此,文化鄰近國家之間的虹吸效應(yīng),使得國際文化人才和國際文化投資向核心國家聚集,非核心國家可能會面臨人才流失和投資不足的問題,從而抑制文化產(chǎn)品的出口。

    第四,外生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)。外生交互作用下的正向溢出效應(yīng),經(jīng)濟(jì)學(xué)根源是文化鄰近國家間的模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)。根據(jù)后發(fā)優(yōu)勢理論,模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)是指后發(fā)國家可以通過技術(shù)模仿、生產(chǎn)組織方式模仿、管理模仿、制度模仿等方式學(xué)習(xí),以更快獲得成本下降,從而取得比較優(yōu)勢。制度、組織管理、技術(shù)等是形成文化產(chǎn)品國際競爭力的“軟條件”,模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)可通過制度模仿、技術(shù)模仿等方式習(xí)得,但不同的文化環(huán)境會制約制度模仿和技術(shù)模仿,而文化鄰近國家之間的文化差異較小,相互模仿學(xué)習(xí)的動機(jī)更強(qiáng)、成本更低、成功的機(jī)率也更高。

    綜上所述,可將文化產(chǎn)品出口在文化維度上空間相關(guān)影響機(jī)制進(jìn)行總結(jié),具體見表1,有充足的理由可以得如下推論:國家間的文化產(chǎn)品出口會影響文化距離形成空間相關(guān)關(guān)系,而這將導(dǎo)致傳統(tǒng)計量模型出現(xiàn)有偏、非一致或無效等估計結(jié)果。

    表1 文化產(chǎn)品出口空間相關(guān)的作用路徑

    三、空間模型設(shè)定與探索性數(shù)據(jù)分析

    (一)空間模型設(shè)定

    為了解決忽略空間相關(guān)性所導(dǎo)致的估計問題,空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)將因變量之間的內(nèi)生交互作用、不同個體干擾項之間的交互作用和自變量之間的外生交互作用引入傳統(tǒng)線性面板數(shù)據(jù)回歸模型,并分別對應(yīng)構(gòu)建空間計量中的空間滯后模型(SAR模型)、空間誤差模型(SEM模型)和空間杜賓模型(SDM模型)。

    (1)非空間模型。傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型為:

    Y=Xβ+ε

    (1)

    其中:Y是nt×1維的因變量矩陣;X是nt×k維自變量矩陣;β是k×1維的待估計參數(shù);ε是nt×k維的擾動項,且ε~N(0,σ2INT),即ε服從均值為0、方差為σ2的獨立同分布。此時,利用普通最小二乘法可得到無偏估計量。然而,當(dāng)個體的某種屬性值與鄰近個體的某種屬性值相關(guān),即存在空間相關(guān)性時,此時將違反樣本獨立性假設(shè),由于傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型的參數(shù)估計有偏,統(tǒng)計推斷將不再有效。

    (2)空間滯后模型??臻g滯后模型反映的是因變量的空間相關(guān)性,具體設(shè)定模型形式如下:

    Y=ρ(IT?WN)Y+Xβ+ε

    (2)

    其中:?是Kronecker乘積;WN是n×n維的空間權(quán)重矩陣;IT是t維的單位矩陣;ρ是待估計的空間滯后參數(shù);ρ(IT?WN)Y為空間滯后項,表示影響機(jī)制中的內(nèi)生交互作用;其他參數(shù)等同于傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型。若ρ顯著為0,則不同國家的文化產(chǎn)品出口不存在內(nèi)生交互作用;若ρ顯著為正,則不同國家的文化產(chǎn)品出口存在內(nèi)生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng),反之,不同國家的文化產(chǎn)品出口存在內(nèi)生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

    (3)空間誤差模型??臻g誤差模型反映的是誤差項的空間相關(guān)性,其具體形式如下:

    Y=Xβ+μ,μ=λ(IT?WN)μ+ε

    (3)

    其中:λ是待估計的參數(shù);μ是誤差項;λ(IT?WN)μ為空間誤差滯后項;其他參數(shù)等同于傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型和空間滯后模型。若λ顯著為0,則不存在導(dǎo)致不同個體誤差空間相關(guān)的遺漏變量,模型估計與傳統(tǒng)線性面板數(shù)據(jù)回歸模型無異;若λ顯著不為0,則存在遺漏變量使得個體間的誤差空間相關(guān),則需采用空間誤差模型。

    (4)空間杜賓模型??臻g杜賓模型在空間滯后模型的基礎(chǔ)上,加入了自變量的空間交互作用,可以同時反映內(nèi)生交互作用和外生交互作用,具體設(shè)定形式如下:

    Y=ρ(IT?WN)Y+Xβ+(IT?WN)Xθ+ε

    (4)

    其中:θ是k×1維的待估計參數(shù);(IT?WN)Xθ即為自變量的空間滯后項,表示影響機(jī)制中的外生交互效應(yīng);其他參數(shù)等同于傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型和空間滯后模型。若θ顯著為0,則模型退化為空間滯后模型,此時不存在外生交互作用;若θ顯著為正,則不同國家的文化產(chǎn)品出口存在外生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng);反之,不同國家的文化產(chǎn)品出口存在外生交互作用下的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。若(θ-ρβ)顯著為0,則模型退化為空間誤差模型。

    (5)模型的比較與選擇。當(dāng)數(shù)據(jù)生成過程為空間誤差模型或空間滯后模型時,采用空間杜賓模型的估計結(jié)果是無偏非一致的;當(dāng)數(shù)據(jù)生成過程是空間杜賓模型時,采用空間誤差模型或空間滯后模型將得到有偏的估計結(jié)果。因此,在模型的選擇上,本文參考Elhorst(2014)的建議:首先,從具體到一般,即估計傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型,以檢驗究竟是采用非空間模型、空間誤差模型、空間滯后模型;其次,在拒絕了非空間模型的情況下,估計空間杜賓模型以檢驗其是否退化為空間滯后模型或空間誤差模型;最后,若空間杜賓模型不被拒絕,則采用空間杜賓模型;若前述檢驗都建議采用空間誤差模型或空間滯后模型,則選擇該模型。

    (二)變量描述與數(shù)據(jù)說明

    (1)空間距離權(quán)重矩陣。Hofstede(2001)的文化維度理論是測算國家文化特征的有效辦法,這一理論分別從權(quán)力距離、個人主義與集體主義、男性度與女性度、不確定性規(guī)避、長期導(dǎo)向與短期導(dǎo)向、自身放縱與約束6個維度對國家文化特征進(jìn)行測算。由于前5個文化維度提出較早,應(yīng)用也更為成熟,多數(shù)研究僅采用前5個維度的數(shù)據(jù),所以本文也采用Hofstede(2001)最新測算的前5個維度的數(shù)據(jù)作為國家文化特征,并借鑒Kogut et al.(1988)測算國家間的文化距離辦法,設(shè)定具體公式如下:

    Vk

    (5)

    其中:CulDistij表示i國與j國的文化距離;Iki表示i國在第k個維度的國家文化特征得分;Ikj表示j國在第k個維度的國家文化特征得分;Vk表示各國在第k維度國家文化特征得分的方差。

    借鑒劉霞(2014)計算兩地區(qū)地理中心位置的空間距離權(quán)重矩陣的方法,構(gòu)建涵蓋兩國文化特征的空間距離權(quán)重矩陣,并令λ=0,由此可以得到:

    (6)

    最后,參照國內(nèi)外多數(shù)學(xué)者的研究,同時為了便于對實證結(jié)果進(jìn)行解釋,需要對空間距離權(quán)重矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化,使得矩陣每一行的元素之和為1。

    (2)變量選擇與數(shù)據(jù)說明*在剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本之后,最終得到2007—2014年中國、美國、英國等43個國家的平衡面板數(shù)據(jù),樣本量為344個。。借鑒蒙英華等(2015)、劉楊等(2013)等的研究,本文的因變量為各國文化產(chǎn)品的出口額,文化產(chǎn)品采用《2009年聯(lián)合國教科文組織文化統(tǒng)計框架》基于2007年協(xié)調(diào)制度(HS)代碼的定義,數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UN Comtrade)。

    回顧國內(nèi)外相關(guān)研究可知,經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動力素質(zhì)、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平、相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)是影響文化產(chǎn)品出口的主要因素(王晶,2016;方慧 等,2012;臧新 等,2012;劉楊 等,2013)。結(jié)合前文的理論分析,本文將自變量設(shè)定為GDP、人均GDP、信息和通訊技術(shù)、教育指數(shù)、知識產(chǎn)權(quán)指數(shù),變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表2,具體數(shù)據(jù)來源如下:

    GDP作為經(jīng)濟(jì)規(guī)模的代理變量,人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量。GDP和人均GDP的數(shù)據(jù)來自世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(WDI),分別為按購買力平價衡量的GDP(2011年不變價國際元)和按購買力平價衡量的人均GDP(2011年不變價國際元)。

    信息和通訊技術(shù)作為相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)的代理變量。本文借鑒蒙英華等(2015)的研究,該變量由每百人互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)(internet)、每百人固定電話用戶量(mobile)、每百人移動電話用戶數(shù)(phone)、每百戶家庭擁有計算機(jī)的家庭數(shù)(computer) 4個指標(biāo)構(gòu)成,即:ICT=[(phone+mobile)×computer×internet]1/3。

    教育指數(shù)(Education index)作為勞動力素質(zhì)的代理變量,數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國開發(fā)計劃署發(fā)布的歷年《人類發(fā)展報告》,由平均受教育年限和預(yù)期受教育年限兩個指標(biāo)計算而得。

    知識產(chǎn)權(quán)指數(shù)作為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的代理變量,數(shù)據(jù)來自歷年的《國際產(chǎn)權(quán)指數(shù)報告》(International Property Rights Index)。產(chǎn)權(quán)聯(lián)盟(the Property Rights Alliance)在每年發(fā)布《國際產(chǎn)權(quán)指數(shù)報告》中,從知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、專利保護(hù)和侵犯版權(quán)三個維度測算知識產(chǎn)權(quán)指數(shù),用以衡量各國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。

    表2 變量描述性統(tǒng)計表

    (三)探索性空間數(shù)據(jù)分析

    在進(jìn)行空間計量分析之前,需要檢驗文化產(chǎn)品出口是否存在空間相關(guān)性。本文采用最常用的全局Moran′s I指數(shù)檢驗文化產(chǎn)品出口的全局空間相關(guān)性。全局Moran′s I指數(shù)的計算公式如下:

    (7)

    2007—2014年文化產(chǎn)品出口的Moran′s I值及其Z檢驗結(jié)果見表3。從表3可知,Moran′s I值均為正數(shù),并圍繞0.10小幅波動,Z檢驗結(jié)果在1%的水平下顯著,這表明不同文化差異國家的文化產(chǎn)品出口貿(mào)易存在強(qiáng)烈的正向空間依賴性,即一國文化產(chǎn)品出口會促進(jìn)文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口。

    表3 全局Moran′s I指數(shù)及檢驗

    *2-tail test

    四、空間計量模型的實證結(jié)果

    (一)空間模型的選擇檢驗

    表4是基于非空間面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果,在此過程中也運用LM空間滯后檢驗、穩(wěn)健LM空間滯后檢驗、LM空間誤差檢驗和穩(wěn)健LM空間誤差檢驗等方法,以選擇究竟采用非空間模型、空間誤差模型還是空間滯后模型。模型(1)是不存在任何固定效應(yīng)的估計結(jié)果,模型(2)是控制了空間固定效應(yīng)的估計結(jié)果,模型(3)是控制了時間固定效應(yīng)的估計結(jié)果,模型(4)是控制了空間和時間雙固定效應(yīng)的估計結(jié)果。表4的最后四行是對模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(4)進(jìn)行LM檢驗和穩(wěn)健LM檢驗的結(jié)果,具體結(jié)果如下:在1%的顯著性水平下,LM空間滯后檢驗和穩(wěn)健LM空間滯后檢驗都拒絕了不存在空間滯后的原假設(shè),LM空間誤差檢驗和穩(wěn)健LM空間誤差檢驗在5%的顯著性水平下也部分拒絕了不存在空間誤差的原假設(shè),所以應(yīng)選擇空間模型,即做出從具體到一般的模型選擇。

    為了估計空間杜賓模型是否能退化為空間滯后模型或空間誤差模型,要運用LR檢驗驗證空間杜賓模型是否存在空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。檢驗結(jié)果顯示,空間固定效應(yīng)的LR檢驗統(tǒng)計量為918.80,自由度為43,在1%的水平上顯著,拒絕了不存在空間固定效應(yīng)的原假設(shè);時間固定效應(yīng)的LR檢驗的統(tǒng)計量為17.69,自由度為8,在5%的水平上顯著,拒絕了不存在時間固定效應(yīng)的原假設(shè),即存在空間和時間雙固定效應(yīng)。綜合以上檢驗結(jié)果,應(yīng)在空間和時間雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步檢驗空間滯后效應(yīng)和空間誤差效應(yīng)。

    表4 沒有空間交互效應(yīng)的估計結(jié)果

    注:***、**、*分別表示通過1%、5%、10%的顯著性水平檢驗;括號內(nèi)是P值。

    表5 空間面板杜賓模型的估計結(jié)果

    注:***、**、*分別表示通過1%、5%、10%的顯著性水平檢驗;小括號內(nèi)是t統(tǒng)計量,中括號內(nèi)是P值。

    表5的模型(1)是考慮空間和時間雙固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型,模型(2)運用了Lee et al.(2010)的參數(shù)偏誤修正雙固定空間面板杜賓模型,模型(3)是考慮到空間隨機(jī)效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型。首先,Lee et al.(2012)構(gòu)建適用于一般空間面板數(shù)據(jù)模型的Hausman檢驗,以用于選擇隨機(jī)效應(yīng)或者固定效應(yīng)。Hausman檢驗結(jié)果(統(tǒng)計量為28.733,自由度為11)表明,在1%的水平上顯著,因而應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。其次,Lee et al.(2010)指出,當(dāng)模型包含空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)時,所有的參數(shù)估計都是有偏誤的,并提出了相應(yīng)的偏誤修正方法,模型(2)就是對模型(1)進(jìn)行偏誤修正后的估計結(jié)果。最后,運用Wald法和LR法對空間滯后和空間誤差的顯著性進(jìn)行檢驗,模型(1)和模型(2)的檢驗結(jié)果均在1%的水平上顯著,拒絕了空間杜賓模型退化為空間滯后模型和空間誤差模型的原假設(shè),因而應(yīng)選擇空間杜賓模型。綜上,應(yīng)采用兼顧空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型。

    (二)空間杜賓模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分解

    傳統(tǒng)的線性面板數(shù)據(jù)回歸模型假設(shè)個體間不存在空間相關(guān)性,自變量變化不會影響因變量變化,所以特定自變量的系數(shù)可以解釋為:一國特定自變量對該國因變量的影響。但由于存在空間相關(guān)性,空間面板杜賓模型中自變量對因變量的影響可以分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng):直接效應(yīng)是指一國自變量變化對該國因變量的影響;間接效應(yīng)表示一國自變量的變化對其他國家因變量的影響,即外生交互作用。文化產(chǎn)品出口空間面板杜賓模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的分解結(jié)果如表6所示。

    表6 根據(jù)空間面板杜賓模型估計結(jié)果估算的直接和間接效應(yīng)

    注:***、**、*分別表示通過1%、5%、10%的顯著性水平檢驗。

    結(jié)合表5和表6可知:第一,人均GDP對本國文化產(chǎn)品出口具有顯著的負(fù)影響,但對文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口有顯著的正影響。具體而言,人均GDP的系數(shù)及其直接效應(yīng)系數(shù)分別為-17.413和-17.505,均在1%的水平上顯著,與劉楊等(2013)的估計結(jié)果一致;人均GDP空間滯后項的系數(shù)和人均GDP的間接效應(yīng)系數(shù)分別為86.42和83.822,均在5%的水平上顯著。第二,GDP對本國文化產(chǎn)品出口和文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口均有顯著的正影響。具體而言,GDP的系數(shù)及其直接效應(yīng)系數(shù)均為0.076,在1%的水平上顯著,與劉楊等(2013)、汪穎等(2014)的估計結(jié)果一致;GDP的空間滯后項系數(shù)和GDP的間接效應(yīng)系數(shù)分別為0.034和0.029,均在5%的水平上顯著。第三,教育指數(shù)對本國文化產(chǎn)品出口的影響不顯著,但對文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口具有顯著的負(fù)影響。教育指數(shù)系數(shù)和直接效應(yīng)系數(shù)在10%的水平上不顯著,但教育指數(shù)的滯后項系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-26113和-25481.54,在1%的水平上顯著。第四,信息和通訊技術(shù)對本國文化產(chǎn)品出口的影響不顯著,但對文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口有顯著的正影響。信息和通訊技術(shù)系數(shù)及直接效應(yīng)系數(shù)在10%的水平上均不顯著,但信息和通訊技術(shù)滯后項系數(shù)及間接效應(yīng)系數(shù)分別為36.941和36.125,均在1%的水平上顯著。第五,知識產(chǎn)權(quán)指數(shù)對本國和文化鄰近國家的文化產(chǎn)品出口的影響均不顯著。第六,內(nèi)生交互效應(yīng)(w*export)在10%的水平不顯著,表明一國文化產(chǎn)品出口對文化鄰近國家文化產(chǎn)品出口的內(nèi)生交互作用不顯著。

    將以上實證結(jié)果與已有的研究進(jìn)行對比可知:本文在考慮文化產(chǎn)品出口的空間關(guān)聯(lián)性之后,GDP、人均GDP等傳統(tǒng)貿(mào)易決定因素的直接效應(yīng)與未考慮空間關(guān)聯(lián)性的研究結(jié)論基本一致,同時進(jìn)一步測度出一國人均GDP、GDP、教育指數(shù)、信息和通訊技術(shù)等因素對文化鄰近國家的溢出效應(yīng)。

    (三)基于嵌套空間權(quán)重矩陣的穩(wěn)健性檢驗

    以上空間面板杜賓模型均加入了空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng),可以有效控制國土面積等不隨時間變化遺漏變量和國際宏觀經(jīng)濟(jì)形勢等不隨個體變化遺漏變量可能導(dǎo)致的估計偏差。文化產(chǎn)品有顯著的地理特征,不同國家文化相近往往由于歷史上地理位置較近而產(chǎn)生,所以空間權(quán)重矩陣不控制地理鄰近因素可能會遺漏重要變量,從而高估文化鄰近對文化產(chǎn)品出口影響。為了驗證地理鄰近的影響,本文基于CEPII的GeoDist數(shù)據(jù)庫提供的兩國間的地理距離,參照文化距離空間權(quán)重矩陣構(gòu)造方法,構(gòu)造出地理距離空間權(quán)重矩陣,并對地理矩陣空間權(quán)重矩陣下控制了空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的非空間面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行LM空間滯后檢驗、穩(wěn)健LM空間滯后檢驗、LM空間誤差檢驗和穩(wěn)健LM空間誤差檢驗,P值分別為0.102、0.639、0.095和0.563。Elhorst(2014)認(rèn)為,不同的空間單位的同一變量可能會隨著時間的變化而增減,當(dāng)加入時間固定效應(yīng)后,容易減弱空間溢出效應(yīng)。因此,顯著性水平可以適當(dāng)提高,即有一定的證據(jù)表明:地理距離空間權(quán)重矩陣下的文化產(chǎn)品出口也存在空間溢出效應(yīng)。

    表7 基于嵌套空間權(quán)重矩陣的空間面板杜賓模型估計結(jié)果

    為了進(jìn)一步區(qū)分文化鄰近和地理鄰近對文化產(chǎn)品出口的影響,借鑒張征宇等(2010)的做法,采用兼顧文化距離和地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣,具體公式如下:

    (8)

    從表7可知,人均GDP、GDP、教育指數(shù)、信息和通訊技術(shù)的空間滯后效應(yīng)在地理距離空間權(quán)重矩陣下(ψ=0)并不顯著,但隨著文化距離空間權(quán)重矩陣在嵌套空間權(quán)重矩陣中重要性的增加,t統(tǒng)計量的絕對值也在逐步增加,空間滯后效應(yīng)也愈發(fā)顯著。例如,人均GDP的空間滯后項t統(tǒng)計量從0.19增加到2.48,從10%的水平下不顯著,逐步變?yōu)?%的水平下顯著。此外,取任何值,內(nèi)生交互作用、知識產(chǎn)權(quán)指數(shù)空間滯后項的估計系數(shù)以及知識產(chǎn)權(quán)指數(shù)、教育指數(shù)、信息和通訊技術(shù)的估計系數(shù)在10%的水平上均不顯著。綜上所述,文化距離空間權(quán)重矩陣在嵌套空間權(quán)重矩陣中起主導(dǎo)作用,證實了文化鄰近國家之間存在文化產(chǎn)品出口空間溢出效應(yīng)實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

    五、結(jié)論與啟示

    首先,本文理論分析了文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口在內(nèi)生交互作用和外生交互作用下的空間溢出效應(yīng)的作用機(jī)制;其次,采用Hofstede(2001)的文化距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,并運用空間面板杜賓模型定量測算43個國家2007—2014年文化產(chǎn)品出口在文化空間維度的溢出效應(yīng);最后,針對地理距離和文化距離可能存在的相關(guān)性,為避免未控制地理距離導(dǎo)致的遺漏變量偏誤,進(jìn)一步采用兼顧文化距離和地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。得出以下主要結(jié)論與啟示:

    第一,總體而言,文化鄰近國家之間文化產(chǎn)品出口的空間溢出以外生交互作用下的正向空間溢出效應(yīng)為主。文化產(chǎn)品出口的空間滯后項系數(shù)不顯著,而人均GDP、GDP以及信息和通訊技術(shù)的空間滯后項系數(shù)顯著為正,表明文化鄰近國家間文化產(chǎn)品出口的空間溢出效應(yīng)以外生交互效應(yīng)的正向影響為主。因此,日本、韓國等亞洲國家文化繁榮為中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的機(jī)遇,中國發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)應(yīng)把握歐美國家興起的亞洲文化熱潮。

    第二,具體而言,外生交互作用中的教育指數(shù)有顯著的正向空間溢出效應(yīng),人均GDP、GDP、信息和通訊技術(shù)存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。中國發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)應(yīng)注重開發(fā)文化鄰近國家的潛在市場,留住人才和吸引投資創(chuàng)造寬松環(huán)境;借鑒日韓等文化產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)國家的技術(shù)和經(jīng)驗,從模仿學(xué)習(xí)中實現(xiàn)跨越發(fā)展。

    第三,人均GDP對本國文化產(chǎn)品出口有顯著的負(fù)面影響,GDP對本國文化產(chǎn)品出口有顯著的正面影響。隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高,國內(nèi)消費者對文化多樣性需求必然會不斷增強(qiáng),應(yīng)正確地看待國外文化產(chǎn)品的輸入;同時,應(yīng)加快實施文化“走出去”戰(zhàn)略,增強(qiáng)中國文化產(chǎn)業(yè)的國際競爭力。

    曹麥,苗莉青,姚想想. 2013. 我國藝術(shù)品出口的實證研究[J]. 國際貿(mào)易問題(5):45-54.

    董曉松,劉霞,姜旭平. 2013. 空間溢出與文化距離:基于數(shù)字內(nèi)容產(chǎn)品擴(kuò)散的實證研究[J]. 南開管理評論(5):100-109.

    方慧,尚雅楠. 2012. 基于動態(tài)鉆石模型的中國文化貿(mào)易競爭力研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究(1):44-50.

    劉霞,董曉松,姜旭平. 2014. 數(shù)字內(nèi)容產(chǎn)品消費擴(kuò)散與模仿的空間模式:基于空間面板模型的計量研究[J]. 中國管理科學(xué)(1):139-148.

    劉楊,曲如曉,曾燕萍. 2013. 哪些關(guān)鍵因素影響了文化產(chǎn)品貿(mào)易:來自O(shè)ECD國家的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 國際貿(mào)易問題(11):72-81.

    蒙英華,李艷麗. 2015. 移民網(wǎng)絡(luò)對中國企業(yè)文化產(chǎn)品出口效應(yīng)評估[J]. 國際貿(mào)易問題(5):62-70.

    邵軍,吳曉怡. 2013. 寬帶基礎(chǔ)設(shè)施影響文化產(chǎn)品出口的實證研究[J]. 國際經(jīng)貿(mào)探索(10):38-47.

    邵軍,吳曉怡. 2014. 文化折扣、市場規(guī)模與中國文化產(chǎn)品出口[J]. 國際商務(wù):對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(3):119-128.

    王洪濤. 2014. 文化差異是影響中國創(chuàng)意產(chǎn)品出口的阻礙因素嗎:基于中國創(chuàng)意產(chǎn)品出口35個國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)檢驗[J]. 國際經(jīng)貿(mào)探索(10):51-62.

    王晶. 2016. 創(chuàng)意產(chǎn)品國際競爭力的影響因素分析:基于跨國面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)問題探索(7):151-158.

    汪穎,黃建軍. 2014. 消費網(wǎng)絡(luò)外部性、文化親近與文化產(chǎn)品貿(mào)易:基于中國雙邊文化產(chǎn)品貿(mào)易的實證分析[J]. 當(dāng)代財經(jīng)(4):98-107.

    許陳生,程娟. 2013. 文化距離與中國文化創(chuàng)意產(chǎn)品出口[J]. 國際經(jīng)貿(mào)探索(11):25-38.

    徐春華,劉力. 2016. FDI、政府消費與CO2排放:基于36國貿(mào)易空間權(quán)重矩陣的空間杜賓模型分析[J]. 國際經(jīng)貿(mào)探索(1):64-78.

    臧新,林竹,邵軍. 2012. 文化親近、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與文化產(chǎn)品的出口:基于中國文化產(chǎn)品出口的實證研究[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟(jì)(10):102-110.

    張可云,楊孟禹. 2016. 國外空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究回顧、進(jìn)展與述評[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論(1):5-21.

    張征宇,朱平芳. 2010. 地方環(huán)境支出的實證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(5):82-94.

    周升起,蘭珍先. 2013. 中國文化貿(mào)易研究進(jìn)展述評[J]. 國際貿(mào)易問題(1):117-130.

    朱婷,吳建軍. 2015. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展對文化多樣性的影響:基于音樂產(chǎn)品進(jìn)口來源的實證研究[J]. 國際貿(mào)易問題(2):43-53.

    ELHORST J P. 2014. Spatial econometrics: from cross-sectional data to spatial panels [M]. Heidelberg: Springer.

    FU W W, GOVINDARAJU A. 2010. Explaining global box-office tastes in Hollywood films: homogenization of national audiences′ movie selections [J]. Communication research, 37(2):215-238.

    HOFSTEDE G. 2001. Culture′s consequences: comparing values,behaviors,institutions and organizations across nations [M]. Thousand Oaks CA:Sage Publications.

    HOLLOWAY I R. 2014. Foreign entry,quality,and cultural distance: product-level evidence from US movie exports [J]. Review of World Economics, 150(2):371-392.

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

    LANKHUIZEN M, GROOT H L F D, LINDERS G J M. 2011. The trade-off between foreign direct investments and exports: the role of multiple dimensions of distance [J]. The World Economy, 34(8):1395-1416.

    LEE L F, YU J. 2010. Estimation of spatial autoregressive panel data models with fixed effects [J]. Journal of Econometrics, 154(2):165-185.

    LEE L F, YU J. 2012. Spatial panels: random components versus fixed effects [J]. International Economic Review, 53(4):1369-1412.

    MARVASTI A, CANTERBERY E R. 2005. Cultural and other barriers to motion pictures trade [J]. Economic Inquiry, 43(1):39-54.

    MOON S, MISHRA A, MISHRA H, et al. 2016. Cultural and economic impacts on global cultural products: evidence from US movies [J]. Journal of International Marketing, 24(3):78-97.

    MOON S, SONG R. 2015. The roles of cultural elements in international retailing of cultural products: an application to the motion picture industry [J]. Journal of Retailing, 91(1):154-170.

    TADESSE B, WHITE R. 2010. Cultural distance as a determinant of bilateral trade flows: do immigrants counter the effect of cultural differences [J]. Applied Economics Letters, 17(2):147-152.

    WHITE R, TADESSE B. 2008. Immigrants,cultural distance and US state-level exports of cultural products [J]. The North American Journal of Economics and Finance, 19(3):331-348.

    SpatialSpilloverEffectofCulturalProductsExport:BasedonthePerspectiveofCulturalSpace

    ZHENG Yi ZHOU Lei DAI YongWu

    (Fujian Agriculture and Forestry University, Fuzhou 350002)

    Firstly, the endogenous interaction and exogenous interaction of cultural products export in cultural space are analyzed theoretically. Secondly, the spatial weight matrix is constructed based on cultural distance, and the spillover effect of cultural products exports in cultural space in 43 countries from 2007 to 2014 is calculated by using the spatial Durbin panel models. Finally, spillover effects of geographic space and cultural space is further distinguished by Nested Spatial Weight Matrix which takes both cultural distance and geographical distance into account. The results show that the endogenous interaction of cultural products export between neighboring countries is not significant. Although education index has significant positive spatial spillover effect by exogenous interaction, per capita GDP, GDP, information and communication technology has a significant negative spatial spillover effect by exogenous interaction. So the exogenous interaction is dominated by negative spatial spillover effect. Under the endogenous interaction and exogenous interaction, the spatial spillover effect of cultural exports between neighboring countries is dominated by negative spatial spillover effect.

    cultural products; export trade; spatial panel data model; cultural distance; Nested Spatial Weight Matrix

    2017-07-09

    鄭 義(1988--),男,福建仙游人,博士,福建農(nóng)林大學(xué)管理學(xué)院講師。

    周 磊(1989--),男,遼寧營口人,博士,福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

    戴永務(wù)(1977--),男,福建尤溪人,博士,福建農(nóng)林大學(xué)管理學(xué)院教授,博士生導(dǎo)師。

    國家自然科學(xué)基金青年項目“氣候變化政策對中國木材產(chǎn)業(yè)國際競爭力的影響研究”(71203027)。

    * 福建農(nóng)林大學(xué)杰出青年科研人才計劃項目“信息級聯(lián)效應(yīng)下網(wǎng)上零售食品廠商質(zhì)量行為研究”(xjq201633)。

    F753

    A

    1001-6260(2017)11-0013-11

    10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.11.002

    (責(zé)任編輯 張 坤)

    猜你喜歡
    杜賓面板出口
    面板燈設(shè)計開發(fā)與應(yīng)用
    MasterCAM在面板類零件造型及加工中的應(yīng)用
    模具制造(2019年4期)2019-06-24 03:36:50
    高空遇險生死一線牽
    奇聞怪事(2018年3期)2018-06-15 02:27:42
    Photoshop CC圖庫面板的正確打開方法
    高空遇險 生死一線牽
    一只鷹,卡在春天的出口
    數(shù)據(jù)出口
    汽車縱橫(2017年1期)2017-02-17 18:58:57
    數(shù)據(jù)—出口
    汽車縱橫(2016年9期)2016-10-27 12:47:01
    數(shù)據(jù) 出口
    汽車縱橫(2016年8期)2016-09-24 15:38:21
    高空遇險 生死一線牽
    久久亚洲真实| 久久精品国产99精品国产亚洲性色| 国产av一区在线观看免费| 内射极品少妇av片p| 国产一级毛片七仙女欲春2| 91av网一区二区| 九色成人免费人妻av| 高清毛片免费观看视频网站| 高清在线国产一区| 久久久久国产精品人妻aⅴ院| 婷婷精品国产亚洲av在线| АⅤ资源中文在线天堂| 禁无遮挡网站| 国产av一区在线观看免费| 国产精品国产高清国产av| 男人舔奶头视频| 精品午夜福利在线看| 欧美xxxx黑人xx丫x性爽| 91麻豆av在线| 国产精品99久久久久久久久| www日本黄色视频网| 极品教师在线免费播放| 51国产日韩欧美| av黄色大香蕉| 欧美三级亚洲精品| 国产91精品成人一区二区三区| 免费人成视频x8x8入口观看| 中文字幕免费在线视频6| 看黄色毛片网站| 91久久精品电影网| 国产精品三级大全| 人妻少妇偷人精品九色| 联通29元200g的流量卡| 久久久久久九九精品二区国产| 亚洲精品色激情综合| 夜夜爽天天搞| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 亚洲最大成人中文| 最新中文字幕久久久久| 一个人观看的视频www高清免费观看| 国产69精品久久久久777片| 亚洲av成人精品一区久久| 国产精品98久久久久久宅男小说| 久久精品国产清高在天天线| 成年人黄色毛片网站| 国产又黄又爽又无遮挡在线| 国产视频一区二区在线看| 国产伦精品一区二区三区视频9| 两个人视频免费观看高清| 欧美3d第一页| 搞女人的毛片| 男女下面进入的视频免费午夜| 国产黄色小视频在线观看| 免费在线观看成人毛片| 日韩一区二区视频免费看| h日本视频在线播放| 日本与韩国留学比较| 亚洲国产欧洲综合997久久,| 天堂动漫精品| 国产一区二区在线av高清观看| 欧美一区二区亚洲| 久久亚洲真实| 国产美女午夜福利| 午夜久久久久精精品| netflix在线观看网站| 国产伦在线观看视频一区| 黄色一级大片看看| 小说图片视频综合网站| 成人国产一区最新在线观看| 国产一区二区三区av在线 | 久9热在线精品视频| 国产亚洲欧美98| 免费黄网站久久成人精品| 成人综合一区亚洲| 亚洲午夜理论影院| 欧美最新免费一区二区三区| 亚洲欧美日韩无卡精品| 女生性感内裤真人,穿戴方法视频| 久久亚洲真实| 啦啦啦观看免费观看视频高清| 亚洲第一区二区三区不卡| 国产亚洲91精品色在线| 久久99热6这里只有精品| 尾随美女入室| 少妇人妻一区二区三区视频| 校园人妻丝袜中文字幕| 99在线视频只有这里精品首页| 成人综合一区亚洲| 欧美区成人在线视频| 精品久久久久久,| 男女视频在线观看网站免费| 日日撸夜夜添| 99热网站在线观看| 搡老妇女老女人老熟妇| 麻豆精品久久久久久蜜桃| 国产色婷婷99| 黄色日韩在线| 精品人妻偷拍中文字幕| 少妇丰满av| 亚洲七黄色美女视频| 欧美另类亚洲清纯唯美| 永久网站在线| 成年女人永久免费观看视频| 久久久久性生活片| 免费无遮挡裸体视频| 搡女人真爽免费视频火全软件 | 色精品久久人妻99蜜桃| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 精品一区二区三区视频在线观看免费| 99九九线精品视频在线观看视频| 别揉我奶头 嗯啊视频| 欧美日韩综合久久久久久 | 精品午夜福利视频在线观看一区| 在线天堂最新版资源| 精品午夜福利在线看| bbb黄色大片| 在线观看舔阴道视频| 精品人妻视频免费看| 岛国在线免费视频观看| 精品国内亚洲2022精品成人| 少妇人妻一区二区三区视频| 久久九九热精品免费| 国产精品电影一区二区三区| 精华霜和精华液先用哪个| 一个人观看的视频www高清免费观看| 亚洲天堂国产精品一区在线| 欧美又色又爽又黄视频| 日本 欧美在线| 观看免费一级毛片| 亚洲真实伦在线观看| 嫩草影院新地址| 欧洲精品卡2卡3卡4卡5卡区| 我的老师免费观看完整版| 久久久久久大精品| 性欧美人与动物交配| 伦理电影大哥的女人| 高清日韩中文字幕在线| 国产69精品久久久久777片| 成年版毛片免费区| 亚洲国产欧美人成| 亚洲久久久久久中文字幕| 九九在线视频观看精品| 我要看日韩黄色一级片| 精品人妻一区二区三区麻豆 | 亚洲乱码一区二区免费版| av视频在线观看入口| 国产av一区在线观看免费| 波野结衣二区三区在线| 成人特级av手机在线观看| 久久精品国产99精品国产亚洲性色| 久久精品国产亚洲av涩爱 | 黄片wwwwww| 欧美zozozo另类| 亚洲avbb在线观看| 久久久久久九九精品二区国产| 亚洲av一区综合| 日韩欧美在线二视频| 麻豆久久精品国产亚洲av| 中文字幕熟女人妻在线| 国产精品一区二区免费欧美| 亚洲欧美日韩无卡精品| 国产成人影院久久av| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 一区福利在线观看| 亚洲四区av| 在线国产一区二区在线| 91麻豆精品激情在线观看国产| 久久久色成人| 一个人看视频在线观看www免费| 日韩欧美一区二区三区在线观看| 午夜激情欧美在线| 久久香蕉精品热| 国产一区二区激情短视频| 国产精品久久久久久久久免| 国产午夜福利久久久久久| 综合色av麻豆| 又爽又黄a免费视频| 国内少妇人妻偷人精品xxx网站| 国内毛片毛片毛片毛片毛片| 国产美女午夜福利| 免费观看精品视频网站| 一区二区三区激情视频| 丰满人妻一区二区三区视频av| 能在线免费观看的黄片| 黄色日韩在线| 国产精品女同一区二区软件 | 男女边吃奶边做爰视频| 欧美高清性xxxxhd video| 亚洲精品一卡2卡三卡4卡5卡| 婷婷六月久久综合丁香| 两个人视频免费观看高清| 精品99又大又爽又粗少妇毛片 | 很黄的视频免费| 婷婷精品国产亚洲av| 成年女人永久免费观看视频| 久久人妻av系列| 97碰自拍视频| 99久久精品国产国产毛片| 日韩欧美在线乱码| 精品乱码久久久久久99久播| 成年女人毛片免费观看观看9| 亚洲人成网站在线播放欧美日韩| 少妇裸体淫交视频免费看高清| 九色国产91popny在线| 久久久午夜欧美精品| 97热精品久久久久久| 国产激情偷乱视频一区二区| 久久久成人免费电影| 国产中年淑女户外野战色| .国产精品久久| 国产精品三级大全| 九色国产91popny在线| 村上凉子中文字幕在线| 国产成人aa在线观看| 欧美精品啪啪一区二区三区| 久久久久久久久大av| 精品人妻熟女av久视频| 国产老妇女一区| 俄罗斯特黄特色一大片| 国内精品久久久久精免费| 五月伊人婷婷丁香| 久99久视频精品免费| 国产午夜精品论理片| 国产私拍福利视频在线观看| 中出人妻视频一区二区| 精品人妻偷拍中文字幕| 国产精华一区二区三区| 国内精品一区二区在线观看| АⅤ资源中文在线天堂| 老师上课跳d突然被开到最大视频| 欧美又色又爽又黄视频| 成人毛片a级毛片在线播放| 亚洲性夜色夜夜综合| 日韩欧美国产在线观看| 3wmmmm亚洲av在线观看| 成年免费大片在线观看| 91久久精品电影网| 久久国内精品自在自线图片| 亚洲色图av天堂| 久久精品综合一区二区三区| 午夜精品一区二区三区免费看| 3wmmmm亚洲av在线观看| 国产中年淑女户外野战色| 国产亚洲精品久久久久久毛片| 亚洲av一区综合| 国内精品久久久久精免费| 一a级毛片在线观看| 少妇人妻精品综合一区二区 | 日本一本二区三区精品| 色综合亚洲欧美另类图片| 国产成人av教育| 全区人妻精品视频| 99久久无色码亚洲精品果冻| 国产伦在线观看视频一区| 久久精品影院6| 欧美日韩亚洲国产一区二区在线观看| 亚洲 国产 在线| 午夜老司机福利剧场| 国产伦在线观看视频一区| 天堂√8在线中文| 校园春色视频在线观看| 婷婷精品国产亚洲av在线| 国内精品宾馆在线| 日韩中文字幕欧美一区二区| 久久午夜福利片| 特级一级黄色大片| 淫秽高清视频在线观看| 99久久精品一区二区三区| 久久久成人免费电影| 成年女人毛片免费观看观看9| 久久热精品热| 简卡轻食公司| 悠悠久久av| 亚洲精品影视一区二区三区av| 国产精品人妻久久久久久| 精品乱码久久久久久99久播| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| www日本黄色视频网| bbb黄色大片| 精品一区二区三区视频在线观看免费| a在线观看视频网站| 国产探花极品一区二区| 日韩欧美免费精品| 亚洲午夜理论影院| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 乱码一卡2卡4卡精品| 久久精品久久久久久噜噜老黄 | 国产蜜桃级精品一区二区三区| xxxwww97欧美| 日本五十路高清| 男人和女人高潮做爰伦理| 在线观看66精品国产| 免费观看人在逋| 99热精品在线国产| 美女黄网站色视频| 国产 一区 欧美 日韩| 五月伊人婷婷丁香| 神马国产精品三级电影在线观看| 欧美xxxx黑人xx丫x性爽| 少妇熟女aⅴ在线视频| 最近视频中文字幕2019在线8| 久久久久久久亚洲中文字幕| 久久精品国产清高在天天线| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| eeuss影院久久| 国产视频内射| 国产精品久久久久久亚洲av鲁大| 在线免费观看不下载黄p国产 | 美女高潮的动态| 嫩草影视91久久| 国产亚洲av嫩草精品影院| 伦理电影大哥的女人| 观看美女的网站| 日韩在线高清观看一区二区三区 | 又爽又黄a免费视频| 少妇丰满av| 一级黄片播放器| 波野结衣二区三区在线| 91在线观看av| 动漫黄色视频在线观看| 亚洲av一区综合| 日本一本二区三区精品| 男女啪啪激烈高潮av片| 日本a在线网址| 精品久久久久久久久久久久久| 最好的美女福利视频网| 国产成人影院久久av| 日韩欧美在线乱码| 国产伦精品一区二区三区视频9| www.www免费av| av专区在线播放| 精品人妻视频免费看| 最近最新免费中文字幕在线| 国产精品电影一区二区三区| 91av网一区二区| 桃红色精品国产亚洲av| 中文字幕高清在线视频| 少妇丰满av| 麻豆成人午夜福利视频| 欧美+日韩+精品| 久久久久久伊人网av| 国产中年淑女户外野战色| 国产高清不卡午夜福利| a级毛片a级免费在线| 色尼玛亚洲综合影院| 嫩草影视91久久| 午夜老司机福利剧场| 欧美日本视频| 亚洲美女视频黄频| 在线播放国产精品三级| 色综合亚洲欧美另类图片| 别揉我奶头 嗯啊视频| 国产高清激情床上av| 91精品国产九色| 免费看a级黄色片| 国产日本99.免费观看| 中文字幕av成人在线电影| 国产欧美日韩一区二区精品| 在线观看av片永久免费下载| 51国产日韩欧美| 成人国产一区最新在线观看| 两人在一起打扑克的视频| 此物有八面人人有两片| 亚洲欧美激情综合另类| 精品人妻视频免费看| 男人狂女人下面高潮的视频| 欧美日本亚洲视频在线播放| 蜜桃亚洲精品一区二区三区| 3wmmmm亚洲av在线观看| 别揉我奶头 嗯啊视频| 草草在线视频免费看| 国产久久久一区二区三区| 色噜噜av男人的天堂激情| 99热这里只有精品一区| 久久精品国产清高在天天线| 久久久精品大字幕| 九色成人免费人妻av| 国产欧美日韩精品一区二区| 久久久久久久午夜电影| 色5月婷婷丁香| 俄罗斯特黄特色一大片| av在线亚洲专区| 国产精品一区二区三区四区久久| 可以在线观看的亚洲视频| 成人av在线播放网站| 婷婷亚洲欧美| a级毛片免费高清观看在线播放| 性欧美人与动物交配| 熟女电影av网| a级毛片a级免费在线| 真实男女啪啪啪动态图| 午夜影院日韩av| 免费观看的影片在线观看| 国产伦一二天堂av在线观看| 久久人人爽人人爽人人片va| 久久草成人影院| 一个人观看的视频www高清免费观看| 波多野结衣巨乳人妻| 国产私拍福利视频在线观看| 亚洲一区高清亚洲精品| 老熟妇仑乱视频hdxx| 国模一区二区三区四区视频| 伦精品一区二区三区| 国产男人的电影天堂91| 蜜桃久久精品国产亚洲av| 久久久午夜欧美精品| 日本欧美国产在线视频| 国语自产精品视频在线第100页| 99九九线精品视频在线观看视频| 窝窝影院91人妻| 亚洲国产精品sss在线观看| 国产伦人伦偷精品视频| 国内精品久久久久精免费| 亚洲国产精品合色在线| 久久精品国产亚洲av香蕉五月| 欧美xxxx性猛交bbbb| 变态另类成人亚洲欧美熟女| 国产成人福利小说| 欧洲精品卡2卡3卡4卡5卡区| 亚洲真实伦在线观看| 麻豆av噜噜一区二区三区| 一级a爱片免费观看的视频| 欧美成人免费av一区二区三区| 国产不卡一卡二| 精品99又大又爽又粗少妇毛片 | 久99久视频精品免费| 日日啪夜夜撸| 久久草成人影院| 国内揄拍国产精品人妻在线| 国产aⅴ精品一区二区三区波| 久久精品影院6| 色综合婷婷激情| 搡老妇女老女人老熟妇| 欧美日韩综合久久久久久 | 国产精品1区2区在线观看.| 在线观看午夜福利视频| 国产爱豆传媒在线观看| 男人狂女人下面高潮的视频| 免费av毛片视频| 国产在线精品亚洲第一网站| 久久久久久国产a免费观看| 国产精品人妻久久久久久| 日本爱情动作片www.在线观看 | 国产免费av片在线观看野外av| 男女那种视频在线观看| 国产一区二区亚洲精品在线观看| 国产午夜精品论理片| 色播亚洲综合网| 日韩中文字幕欧美一区二区| 狂野欧美白嫩少妇大欣赏| 亚洲国产精品sss在线观看| 日本在线视频免费播放| 亚洲内射少妇av| 18+在线观看网站| 两个人视频免费观看高清| 欧美区成人在线视频| 国产真实乱freesex| 欧美日本亚洲视频在线播放| 色尼玛亚洲综合影院| 色吧在线观看| 午夜日韩欧美国产| 一夜夜www| 婷婷精品国产亚洲av| 久久九九热精品免费| 日韩欧美国产一区二区入口| 欧美成人免费av一区二区三区| 国产91精品成人一区二区三区| 日韩一区二区视频免费看| 免费观看人在逋| av天堂中文字幕网| 麻豆成人午夜福利视频| 成人三级黄色视频| 真实男女啪啪啪动态图| 嫩草影院精品99| 免费无遮挡裸体视频| 国产精品嫩草影院av在线观看 | 简卡轻食公司| 美女免费视频网站| 亚洲人成网站高清观看| 美女xxoo啪啪120秒动态图| 国产精品一区二区三区四区免费观看 | 噜噜噜噜噜久久久久久91| 成人国产综合亚洲| 久9热在线精品视频| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区 | 亚洲人成伊人成综合网2020| 一a级毛片在线观看| 99热这里只有是精品50| 嫩草影院精品99| 91狼人影院| 欧美性猛交╳xxx乱大交人| 欧美日本视频| 嫩草影院精品99| 亚洲成av人片在线播放无| 亚洲最大成人av| 真人做人爱边吃奶动态| 男女边吃奶边做爰视频| 真人做人爱边吃奶动态| 女人十人毛片免费观看3o分钟| 午夜福利在线观看免费完整高清在 | 国产成人福利小说| 天天一区二区日本电影三级| 一本一本综合久久| 成人三级黄色视频| 午夜精品一区二区三区免费看| 我要搜黄色片| 欧美日韩综合久久久久久 | 欧美人与善性xxx| 超碰av人人做人人爽久久| 麻豆一二三区av精品| 免费高清视频大片| 99精品在免费线老司机午夜| 99热只有精品国产| 乱码一卡2卡4卡精品| 99久久中文字幕三级久久日本| 老女人水多毛片| 噜噜噜噜噜久久久久久91| .国产精品久久| 国产麻豆成人av免费视频| 午夜a级毛片| 国产欧美日韩精品一区二区| 免费人成视频x8x8入口观看| 欧美三级亚洲精品| 一级av片app| 国产精品人妻久久久影院| 国产伦一二天堂av在线观看| 给我免费播放毛片高清在线观看| 深夜a级毛片| 精品久久久久久久久久免费视频| 国产精品三级大全| 国产在线男女| 色综合站精品国产| 免费av观看视频| 日韩强制内射视频| 欧美高清成人免费视频www| 日韩强制内射视频| 人人妻人人看人人澡| 乱人视频在线观看| 男女那种视频在线观看| 欧美黑人欧美精品刺激| 成年女人毛片免费观看观看9| 自拍偷自拍亚洲精品老妇| 亚洲四区av| .国产精品久久| 男女之事视频高清在线观看| 国产又黄又爽又无遮挡在线| 久久久久久伊人网av| 国产日本99.免费观看| 日韩精品青青久久久久久| 久久99热6这里只有精品| 久久人人精品亚洲av| 免费黄网站久久成人精品| 亚洲国产精品sss在线观看| 一级av片app| 亚洲精品成人久久久久久| 极品教师在线视频| 老熟妇仑乱视频hdxx| 国内精品宾馆在线| 变态另类成人亚洲欧美熟女| 色精品久久人妻99蜜桃| 日本成人三级电影网站| 色精品久久人妻99蜜桃| 999久久久精品免费观看国产| 国产成年人精品一区二区| 美女被艹到高潮喷水动态| 长腿黑丝高跟| 内地一区二区视频在线| 他把我摸到了高潮在线观看| 久久国产精品人妻蜜桃| 高清日韩中文字幕在线| 窝窝影院91人妻| 久久久精品欧美日韩精品| 精品国内亚洲2022精品成人| 久久这里只有精品中国| 一进一出抽搐动态| 午夜福利欧美成人| 又黄又爽又刺激的免费视频.| 琪琪午夜伦伦电影理论片6080| 亚洲中文字幕一区二区三区有码在线看| 欧美丝袜亚洲另类 | 精品久久久久久久久久免费视频| av视频在线观看入口| 成人国产一区最新在线观看| 最近最新中文字幕大全电影3| 噜噜噜噜噜久久久久久91| 欧美日韩瑟瑟在线播放| 97热精品久久久久久| av在线老鸭窝| av在线观看视频网站免费| 别揉我奶头 嗯啊视频| 国产一区二区激情短视频| 又黄又爽又免费观看的视频| 国模一区二区三区四区视频| 久久热精品热| 国产v大片淫在线免费观看| 久久99热这里只有精品18| 国产在线精品亚洲第一网站| 久久精品综合一区二区三区| 国产免费男女视频| 亚洲精品久久国产高清桃花| 精品一区二区三区人妻视频| 两人在一起打扑克的视频| 搡女人真爽免费视频火全软件 | 国内精品宾馆在线| 免费看a级黄色片| 亚洲第一电影网av| 国产亚洲91精品色在线| 亚洲性久久影院| 成人无遮挡网站| 日韩精品青青久久久久久| 欧美另类亚洲清纯唯美| 国产亚洲91精品色在线| 亚洲,欧美,日韩| 久久午夜福利片| 中文字幕av成人在线电影|