方言声韵与城市商品贸易：两期城市截面数据下的经验证据

刚翠翠 李娟伟 胡海青

摘要：借鉴应用语言学关于汉语声韵系统相关特征的分析，对比1992—1993年城市截面数据与2016—2018年城市截面数据，从语言文化属性视角检视方言声韵影响城市商品贸易的理论机理。研究发现，较为丰富的方言声韵系统能够显著促进城市商品贸易规模的扩大，且随着普通话普及水平的提高，方言声韵特征的商品贸易效应逐渐增强；从影响机制来看，相对丰富的方言声韵系统有利于增强交易双方语义信息表达的准确性，能够通过提高信息传递效率促进城市商品贸易，补充了汉语方言同样适用齐普夫定律的现实依据。因此，各地政府应当有针对性地引导语言及方言声韵系统的演化发展，充分发挥声韵系统的贸易效应，设计促进城市商品贸易发展的新路径。

关键词：方言；声韵系统；音节与声调；商品贸易规模；信息传递效率；齐普夫定律

文献标识码：A文章编号：100228482023（03）007415

一、问题提出

方言能够影响地区贸易已经成为学界共识，基于技术进步［1］和市场分割［2］因素，学者们认为方言的统一与简化是形成统一市场、促进创新的有利条件。从汉语方言的历史演化过程来看，上自隋唐以《切韵》协调了南北声韵差异，下至当代普通话的推广，无一不是在缩小方言的差异，为消除地方分割、统一国内市场创造了条件。但也有文献持相左意见，如Melitz等［34］认为方言多样性同样可以促进地区贸易、提高创新水平，而且在人口流动性越强、市场规模越大的地区，这种正向效应可能越显著。显然，在追求经济发展的进程中，到底是选择继承并使用方言，还是推广通用语言，不同的研究结论往往给出了不同的回答，造成了地方政府到底是保持地方语言的多样性还是加强通用语的统一性的两难问题。

要破解方言去留与经济发展的两难问题，关键在于对语言属性的认知。从语言经济学来看，语言作为人类沟通的工具，不仅构成经济交易与民族文化的符号系统，也是体现人们行为或思维方式的要素之一，进而表现出语言的工具属性和文化属性。从语言的工具属性来看，语言是作为交易主体进行信息传递的基础要素，语言种类或方言的增加，无论是对国际经贸合作［5］还是国内统一市场的形成［6］都存在一定的抑制作用，统一方言（如学习普通话）、习得通用语（如英语），不仅能够有效降低交易成本［7］，而且对信息技术的传播起到了有利的推动作用［8］。因此，从语言的工具属性来看，为了促进经济发展，采取统一语言、推广通用语的政策似乎是地方政府语言政策的必然选择。也正是受到类似语言政策导向的影响，世界范围内许多语言乃至中国汉语方言种类呈现下降或消失的趋势。但是从世界范围来看，无论是经济学界还是语言文字研究领域，不能完全否定语言種类和方言多样性促进地区经济、社会发展的事实。在语言学家萨皮尔看来，语言结构、语法是人们思维的表现形式，即便是同一地区、同一语种的人群，由于语言或方言表述形式的不同，其行为动机也会有差异，而这也正是语言文化属性的重要体现。

对比上述文献发现，导致研究结论迥然相异的根源在于不同文献对语言二重属性即工具属性与文化属性认知的差异。虽然语言二重属性在申小龙等［910］看来已属语言固有特征，但从文化属性视角来看，主流文献主要通过语法与时态结构的差异表征西方印欧语系的文化属性，可是汉语以及方言的文化属性又该如何测度呢？在研究语言与经济发展关系过程中，国内文献主要偏向于利用方言距离或者虚拟变量（比如0或1）等方法，从工具属性识别汉语以及方言影响地区经济发展的机制问题，鲜有讨论其文化属性如何作用于经济发展的逻辑机理。为弥补上述研究不足，本文尝试从文化属性视角，以应用语言学的基本理论——声韵系统为基础，结合中国城市商品贸易发展现状，对汉语方言声韵系统影响城市商品贸易的逻辑进行研究，以期为解释城市商品贸易发展提供新的视角，并为政府协调语言文化政策与城市商品贸易发展提供有益借鉴。

和已有文献相比，本文的边际贡献表现在：第一，从语言文化属性视角，借鉴应用语言学声韵系统理论、齐普夫定律，提炼出方言声韵系统不仅影响城市商品贸易发展，而且通过信息传递效率促进城市商品贸易规模的机制假说；第二，以语言声韵系统表征汉语方言文化属性，并选取中国各城市地方志数据，以方言的音节和声调个数两项代理指标测度并比较各城市汉语方言声韵特征，通过对1992—1993年城市截面数据与2016—2018城市截面数据估计结果进行比较，深入探究方言声韵系统特征对城市商品贸易的影响；第三，在稳健性检验过程中，使用地形坡度作为工具变量，其回归结果不仅修正了遗漏变量估计偏误，而且在潘越等［4，11］研究的基础上进一步证明了地形坡度可阻碍方言声韵特征演化，进而影响信息传递效率与城市商品贸易的典型事实，不仅拓展了齐普夫定律在汉语方言声韵方面的应用领域，也证明了本文机制假说的合理性。

二、背景事实与理论假说

（一）汉语方言声韵特征与地区商品贸易规模的典型事实

林尹［12］认为语言文字包含字形、字音与字意，即“文字构造之主要原则曰‘声，曰‘形，曰‘意，而‘声实为媒介之具”，“非‘声不足以知‘形，非‘声不足以明‘意”。对汉语以及方言而言，声韵不仅是表现字形与字意最有力的工具，也是区别彼此之间差异的主要表现形式，而且从汉语发展的历史进程来看，汉语方言的演变主要是在声韵与词汇上留下印记。因此，方言声韵与词汇不仅是体现地区民族文化的活化石，也是表征方言文化属性的重要标识。汉语方言的声韵包含三种要素，分别是声母系统、韵母系统和声调系统，这三种要素的不同组合构成了汉语方言多种多样的声韵系统。在当前汉语体系之内，各地方言经过漫长历史演变，特别是受到当代普通话以及统一语音政策的影响，它们之间在词汇层面上的差异已经基本消除，但特定区域内市场主体在日常生活以及经济交往过程中却偏向于使用方言进行交流，此时声韵就成为区分不同区域汉语相同文字与词义是否相同的重要手段。也正是基于声韵的不同，交易双方可以通过“口音”识别彼此之间的行为偏好与文化理念的差异，也可以通过“乡音”拉近主体之间的心理认同，为交易顺利完成提供保障。在此背景下，汉语方言的声韵也就自然成为反映语言文化属性的指标之一。

通过对汉语声韵特征的分析，语言历史学家发现，各地区语言声韵系统与地方市场主体交易频率有着密切关系。严学宭［13］认为那些如世外桃源一样的经济孤岛，其声韵系统往往比较简单，也因此保留了更多本地区或本民族的古语声韵；而那些交往频率更高的地区则较少保留古语声韵，从而拥有更多新的声调。根据《汉语方言大辞典》的收录情况，中国北方方言的声调一般有4～6类调值，而南方方言的声调有6～10类调值。中国当前方言聲韵特征与各地区2018年商品交易规模的基本情况如图1所示，在不考虑其他条件约束的情况下，可以发现方言声韵系统相对丰富的地区，其内部交易规模量较大，方言声韵的丰富性与地区商品交易规模存在较高的相关性，这也正是本文研究方言声韵特征与国内贸易最直接的现实证据。

图1中国汉语方言声韵系统特征与地区商品贸易规模的分布

注：根据各城市地方志、方言志和国家统计局网站整理。篇幅所限，291个城市未全部列出。

（二）汉语方言声韵系统影响商品贸易的理论假说

声韵系统与文字、词汇相类似，既是语言使用主体表达思想意识的要件之一，也是汉语声韵特征的重要表现形式。从语言文化属性来看，汉语方言的声韵系统不仅会影响商品贸易规模，而且通过提高交易信息效率对地区商品贸易规模产生影响。

一方面，声韵系统的演化是促进地区经贸发展的有利因素。通过对汉语声调产生和发展进行历史考察，严学宭［13］发现汉语声调与中国历史上民族融合、社会发展紧密相关，汉语声调的丰富和发展给各民族历史合作创造了有利条件。进一步来看，汉语声韵系统趋向于丰富的原因，本质上是汉语方言存在着内部补偿功能，即语言内部某些发音减少或丧失会带来整个词义表达功能的丧失［14］，而这些音节或声调的丧失会迫使其他替代音节或声调的增加而给予一定的补偿，从而保证语言词义表达系统的完整以满足人们生产、生活交际的需要。比如，对比各地方言的声韵系统可以发现，北京官话与冀鲁官话（主要分布在天津、唐山、保定等城市）拥有相对较少的语调变化，而吴语和粤语（主要分布在扬州、嘉兴以及深圳、肇庆、东莞等城市）的方言音节数明显较多，在文字、词汇等相同的条件下，显然受语音、语调的影响，北京官话与冀鲁官话的语义辨识度明显相对较低，而声韵系统更为丰富的吴语和粤语，则为促进本地区商品贸易规模的扩大提供了必要的语音条件。基于此，本文提出以下假说：

H1：相对丰富的汉语声韵系统有利于扩大商品贸易规模。

另一方面，较为丰富的声韵系统可以提高交易信息的传递效率，是扩大商品贸易规模的重要因素之一。从语言学的齐普夫定律来看，为了能够更加简洁、清晰地表达语义，语言的语音语调与语频词频之间普遍存在着转化关系。换言之，在语频词频已经确定的条件下，相对丰富的语音语调变换能够为语义、情感的清晰表达起到促进作用［15］，而这一现象不仅在人类语言交流中存在，在以狐猴为代表的灵长类动物中也依然适用［16］。同理，在汉语语言词汇趋同的条件下，声韵系统从最初的无声调特征，演化到当前各地方言的不同声调，也适应了各地区居民语义表达的需要，为有效传递信息提供了有利条件。在此基础上，伴随语言信息传递效率的提升，在信息经济学抑或是制度经济学派看来，这都将为交易规模的扩大、市场边界的扩展起到积极的促进作用。在英国，语言结构与内容的丰富不仅能够清晰地标识出商品的特征、质量等相关内容，也是构成商品促销的有利因素［17］；在非洲，不同国家和地区的居民围绕“芋头”（taro），不断创新本土语言，丰富对这一物种的界定、标识和表达，使其功能从传统的粮食作物延伸至药物领域，不仅扩大了该物种的种植面积，也为其消费规模的扩张起到了助推作用［18］。而对于汉语声韵系统而言，平田昌司［19］以清朝初期的汉语为考察样本，发现声韵系统尤其是语音语调的保持对清王朝与周边地区的文化交流、商品贸易起到了稳定的作用；莫超［20］研究发现，甘肃省内西南官话声韵系统的丰富和发展能够促进该区域经贸文化的交流。循此逻辑，声韵系统作为汉语方言语言特征的重要内容，其丰富程度也会影响各地交易信息的表达和传递效率，继而对各地区商品贸易规模产生积极影响。基于此，本文提出以下假说：

H2：相对丰富的汉语方言声韵系统通过提高信息传递效率促进商品贸易规模的扩大。

三、模型设计与变量说明

（一）模型设计

本文首先利用中国城市截面数据构建基准计量模型，以期识别汉语方言声韵系统对城市商品贸易的影响，即

Sali=α0+α1Lini+∑jγ1jXji+εi（1）

其中，Sali代表i城市商品贸易规模，Lini代表地方城市汉语方言声韵系统特征，Xji是一组控制变量，主要包括人口密度（Deni）、城市发展水平（Rgdpi）、城市产业结构（Stri）、城市商贸流通领域的人均投资（Rvti）、对应城市所处的地理位置、是否为贸易口岸等城市哑变量（Loci）。参数α1为正且通过显著性检验，则说明相对丰富的声韵系统能够对地区贸易产生正向积极影响，是对假说H1的经验证明。

此外，在当前信息技术交流方式较多且普通话普及的情形下，有效识别方言声韵特征的文化属性对商品贸易的影响程度究竟有多大，也是本文要回答的重点问题。基于此，本文除使用2016—2018年城市截面数据外，还使用1992—1993年的城市截面数据进一步对比验证，以比较在不同经济和语言环境下方言声韵特征贸易效应的差异；为了控制普通话工具属性对方言声韵系统贸易效应的影响，参考高超等［21］的设计思路，在式（1）中引入36个重点城市虚拟变量与方言声韵特征的交互项，控制普通话普及对本文估计结果的干扰。后续异质性分析还引入了三大经济区域、重点城市与非重点城市的分组估计，以期更清楚地考察方言音节与声调带来的城市商品贸易效应。

最后，对于影响机制的识别，鉴于孙浦阳等［22］分别从理论和经验层面已经对信息效率影响商品贸易的逻辑进行了详细分析，本文则在验证假说H1成立的基础上，利用式（2）考察声韵系统对信息效率的影响，从而间接识别本文假说H2的逻辑机制：

Infi=β0+β1Lini+∑jγ2jXji+εi（2）

其中，Infi代表i城市的信息效率。根据式（2）的设定，只要参数β1为正且通过显著性检验，就可以证明较为丰富的声韵系统能够通过提高信息传递效率促进城市商品贸易规模的扩大，即验证假说H2的合理性。

（二）变量说明与数据来源

第一，被解释变量（Sali）。目前，关于城市商品贸易量的测度主要分为两个层面：一是城市内部商品交易量，二是城市之间的商品交易量。为了得到更加稳健的经验结论，本文首先借鉴高超等［21］的测度方法，利用城市人均社会消费品零售额（Rsai）作为被解释变量，以反映各城市内部商品交易情况，具体采用当期城市社会消费品零售总额除以户籍人口数计算；其次，针对城市之间商品贸易额的测度，则借鉴徐现祥等［23］的做法，使用城市人均货运量（Rcai）作为城市间贸易量的替代变量，即利用对应城市当期铁路、公路、河运以及航空货运四种运输方式的货运量之和除以户籍人口数表示。考虑到本文核心解释变量方言声韵系统特征在相当长时期内也是一个相对固定的变量，因此本文对于被解释变量的选择并未选取特定年份，而是在分别计算出2016—2018年

选择这三年的原因主要是考虑被解释变量在其他年份统计口径差异较大，而且避开了疫情等特殊因素对贸易的影响。和1992—1993年

选择这两年的原因是：第一，可以在长时间跨度内与2016—2018年截面估计进行比较，从而更好识别方言语音特征的贸易效应；第二，通过搜寻比较，1992—1993年主要统计资料的数据不仅统计质量相对较高，横向可比性也相对较强。两期内每年人均消费品零售额以及城市人均货运量基础上，再分别进行算术平均，最终得到每个城市对应的人均社会消费品零售额以及城市人均货运量。在估计过程中，为了降低被解释变量数量级和方差较大对估计结果的影响，对上述被解释变量均取自然对数。

第二，核心解释变量（Lini）。对方言声韵系统特征的研究，应用语言学文献通常使用汉语方言的声母与韵母的个数表征。考虑到不同地区方言中声母、韵母及其之间均存在明显不同，本文使用特定方言的声母与韵母乘积组成的音节个数（Rhy）作为方言声韵系统特征的代理变量；另外，在平田昌司等［19］看来，声调差异也是区分方言的重要特征，于是本文还选取不同城市方言的声调系统个数（Toe）作为方言声韵系统特征的第二个代理指标。有关方言声韵系统特征的数据，主要来自各城市方言志、地方志以及《明清吴语和现代方言》《蒙古语简志》《汉语语音史》《湖北方言调查报告》《中国语言地图集汉语方言卷》等方言研究文献史料。鉴于大部分城市的地方志、方言志等资料出版时间主要集中在1990—2000年，提供的是20世纪末中国各地区方言声韵特征的数据，因此，利用这些数据作为解释变量对2016—2018年的数据进行估计时具有较好的外生性特征。根据方言的地理分布匹配具体城市，最终得到相应城市的方言声韵系统特征指标。

第三，控制变量（Xj）。首先，人口密度（Deni）指标的计算主要利用城市面积分别除2016—2018年城市年末户籍人口数，在得到历年每平方千米人口数基础上再算出平均值，以此作为对应城市的人口密度变量，选取该指标既能够与人均化处理的被解释变量（Rsai、Rcai）以及后面的其他控制变量相对应，也能够避免直接加入人口规模变量造成的共线性问题，继而控制人口因素对城市贸易规模的影响。其次，为了控制城市发展水平对贸易规模的影响，一方面选取2016—2018年历年城市人均国内生产总值，通过计算算术平均值得到城市人均国内生产总值，另一方面分别计算2016—2018年历年第三产业产值占GDP的比重，再计算其平均值得到城市产业结构，以此反映城市经济结构发展特征指标。再次，为了控制商贸流通业的资本投资，本文主要利用2016—2018年各城市历年在批发零售业、交通运输与邮政业的固定资产投资额之和除以当期城市年末户籍人口数，在此基础上再计算三年的平均值，以此作为各城市在商贸流通领域的投资额（Rvti），以便在估计模型中剥离商贸投资对估计结果的影响。同样，考虑到部分人均指标数量级与方差过大会对回归估计结果造成影响，因此对相应指标进行了对数化处理。最后，考虑到地理因素和历史因素对城市贸易的影响，加入了城市所在的经纬度（Lati）以及是否为通商口岸（Loci）等哑变量，以更好地识别语言因素对地区商品贸易的影响。

第四，机制变量。信息传递效率（Infi）的测度，主流文献主要是围绕资本市场信息传递效率进行考察，这显然与本文研究主题有一定差距。為此，本文从交易效率视角出发，利用人均GDP与城市人均电信业务收入之比进行测度，即单位人均电信业务投入所影响的人均产出。电信业务指标不仅与语言交流直接相关，而且是居民生产生活信息成本的集中体现，同时该指标剔除了各地居民邮政（快递）业务支出成本，从而能够更干净地反映因语言交流而产生的信息传递效率问题。

第五，工具变量。就内生性问题而言，由于本文核心解释变量是方言的声韵系统特征，被解释变量是城市商品贸易量，容易因遗漏变量以及声韵演化与贸易规模互为因果而导致内生性问题，因此借鉴潘越等［4］的做法，利用中国地形坡度（Spi）指标作为工具变量

此处地形坡度数据来源于中国地形起伏度公里网格数据集，参见https：//doi.org/10.3974/geodb.2018.03.16.V1。，重新估计方言声韵特征对城市商品贸易的影响。选择这一工具变量的原因是，历史上的方言形成大多与地形有着紧密联系，一个地区的地形坡度越大，代表该地区地形越复杂，尤其是山脉与河流分布越密集，有可能限制该区域内人口流动，从而抑制方言声韵演化，导致部分地区形成较为简单的方言声韵系统。同时，由于地形坡度数据长期不变的特征，可认为其外生于城市商品贸易。

上述数据除特殊说明外，均来自对应年份《中国城市统计年鉴》与分省份统计年鉴中涉及的城市统计指标，部分统计数据还取自对应年份《中国科技统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》，并对个别缺失数据使用移动平均方法进行补充。为满足计量识别的需要，本文在使用2016—2018年城市截面数据之外，还使用1992—1993年的城市截面数据进行进一步的验证对比，以比较在不同经济和语言环境下方言声韵特征贸易效应的差异，所有变量的描述性统计结果见表1。

四、实证结果分析

（一）基准估计结果分析

利用Stata16.0对基准模型式（1）进行估计，鉴于数据类型为城市的截面数据，而截面数据最小二乘估计（OLS）过程中异方差往往会对估计结果造成影响，于是使用加权最小二乘法（WLS）与稳健标准误相结合的方式修正异方差可能导致的估计偏误，而且在估计过程中加入了城市所在省份的固定效应，最终基准估计结果如表2和表3所示。为了控制普通话的工具属性对方言声韵特征贸易效应的影响，使用两种方法剔除普通话普及对估计结果的影响，以求更干净地识别方言声韵特征对城市贸易的净效应。一是引入重点城市虚拟变量与方言声韵特征的交互项观察方言声韵特征的贸易效应。由于36个重点城市均为省会城市，经济规模较大，普通话普及已相当广泛［21］，因此，比较这36个城市与其余255个城市方言声韵特征的系数，将为更清楚地观察方言音节与声调带来的贸易效应提供佐证，估计结果见表2第（5）～（8）列。二是通过使用1992—1993年的城市截面数据重新估计式（1）。从时间维度来看，距离当前时间越近，各城市普通话普及水平会相对越高，于是与2016—2018年城市截面数据估计结果进行进一步对比验证，以比较不同普通话普及水平下方言声韵特征的贸易效应，估计结果见表3。

首先，从表2第（1）～（4）列基于2016—2018年城市截面数据估计的基准回归结果来看，虽然加入省级固定效应和控制变量组之后，核心解释变量方言音节数对人均社会消费零售额的边际效应从0.261下降至0.073，但仍对被解释变量有显著的正向促进作用，汉语方言音节数增长1%，能够带动人均社会消费零售额增长约0.07%；同样，以方言声调数作为方言声韵系统特征时，虽然与不含控制因素的估计结果相比，估计系数从0.120下降至0.064，但偏相关系数依然显著为正，表明汉语方言声调数变化1个单位，会显著促进人均社会消费零售额1.07元。由此来看，控制了地理因素、制度因素以及所在城市的固定效应以后，相对丰富的汉语方言声韵系统能够为提升城市商品贸易规模起到显著的促进作用，符合假说H1的理论预期。

其次，表2第（5）～（8）列引入了36个重点城市虚拟变量（Di）与方言声韵特征交互项，以此间接控制全国重点城市普通话普及与其他城市差异对估计结果的影响。从核心解释变量估计结果来看，剥离普通话普及水平较高的重点城市之后，第（5）～（8）列代理变量方言音节数与方言音调数估计系数虽普遍低于第（1）～（4）列，但统计性质依然显著，表明即使控制普通话普及率，方言声韵特征依然显著地促进了城市贸易量的提高，再次支持假说H1的基本观点。

最后，本文选取早期城市数据（1992—1993年）对基准模型重新进行估计，结果见表3，以此与表2进行比较。从表3估计系数来看，方言声韵特征代理变量方言音节数与方言音调数依然能够显著提高城市商品贸易规模，且这一估计结果不随截面数据时期的变化而发生显著改变，支持了假说H1的理论预期。同样，表3第（5）～（8）列也控制了当时重点城市普通话普及与其他城市差异，仍然与表2得到了相似的估计结果，说明无论是从不同时点，还是从同一时点的空间差异来看，方言声韵特征对城市贸易的影响均显示了一致的估计结果，由此进一步支持了本文假说H1的基本观点。此外，对比表2和表3核心解释变量系数，尤其是第（5）～（8）列可以看出，在控制重点城市与其他城市的普通话普及差异之后，核心解释变量方言声调与音节对应估计系数在1992—1993年的截面样本中要明显小于2016—2018年样本估计结果。以音节变量为例，表3第（5）～（6）列估计结果分别为0.182与0.073，但表2对应估计系数则是0.243与0.094，表明在控制其他因素之后，方言声韵特征的贸易效应随着贸易规模的扩大，其边际效应呈现出递增趋势，同样的结论也适用于变量方言音调。由此可知，相对丰富的汉语声韵系统不仅有利于促进城市商品贸易，而且随着贸易规模的扩大、普通话普及水平的提高，因方言声韵系统呈现出的文化属性使其城市贸易效应还会进一步增强，最终构成现阶段提升城市商品贸易规模的积极因素。

（二）稳健性检验

1.工具变量检验

为了修正遗漏变量产生的核心解释变量内生性问题，下面使用工具变量法（IV2SLS）进一步识别方言声韵系统对城市商品贸易规模的影响，结果如表4所示。表4不仅报告了基于中国地形坡度数据作为工具变量的回归结果，还展示了不同时期城市截面数据方言声韵系统回归系数的差异。

一方面，从表4第（1）～（4）列2016—2018年城市截面数据估计结果来看，利用代理变量方言音节数与方言音调数对被解释变量进行IV2SLS估计，不仅第一阶段（First）拒绝弱工具变量假设（Weak IV test），而且整个估计过程也满足可识别秩条件（KP统计量1%显著），说明地形坡度数据作为工具变量是有效的，同时第一阶段地形坡度对方言音节数量的影响系数显著为负（-0.174），这与潘越等［4，19］的研究不同。他们发现方言种类的多样性与地形坡度呈显著的正相关，而本文进一步发现，地形坡度虽然会导致方言种类的增加，但对于方言声韵特征却是负相关影响。究其原因，恰恰在于地形坡度等因素产生的沟通交流障碍，不利于方言声韵系统演化，反而形成了相對稳定的方言声韵形态，证明了本文对工具变量的假设。在此基础上，第二阶段（Second）方言音节数对被解释变量的估计系数为正且在1%水平上显著，表明修正内生性之后，相对丰富的方言音节数仍然是促进城市商品贸易的有利因素；同样，使用地形坡度作为方言声调数的工具变量，对人均社会消费零售额进行IV2SLS估计，在估计模型满足可识别条件下，根据第二阶段方言声调数偏相关系数（0.315）的显著性可知，方言声调数的演化发展也有利于提升人均社会零售水平，上述结论均与表2、表3估计结果一致，意味着修正内生性之后，方言声韵系统的丰富程度仍然是影响城市商品贸易规模的显著因素，说明假说H1观点具有稳健性。

另一方面，表4第（5）～（8）列还利用1992—1993年城市截面数据对被解释变量进行了IV2SLS估计。与表4第（1）～（4）列的模型设定与估计过程相同，第（5）～（8）列估计结果与前述经验结论相一致，意味着假说H1是稳健的。此外，对比表4两期核心解释变量的系数，修正内生性之后，方言音节数对1992—1993年截面数据的城市商品贸易估计系数（0.609）不仅低于2016—2018年截面数据的对应估计值0.828，同时方言的声调数对1992—1993年样本城市商品贸易的估计系数（0.193）也同样低于2016—2018年截面数据的估计值0.315。可见，修正内生性可能造成的估计偏误之后，以音节和声调为代理变量的方言声韵系统不仅对城市商品贸易存在显著的正向影响，而且随着全国城市商品贸易规模与普通话普及水平的提高，方言声韵系统贸易效应还会显著增强，进一步为提升城市商品贸易水平创造了有利条件，再次印证本文理论假说H1是稳健的。

2.替换被解释变量检验

考虑测量偏误也有可能也会影响估计结果的稳健性，于是使用城市人均货运量（lnRca）作为城市商品贸易的替代变量，以中国地形坡度数据作为方言声韵系统的工具变量，再次利用OLS和IV2SLS方法对基准模型式（1）进行估计，并比较两期城市截面数据中方言声韵系统对人均货运量回归系数的差异，估计结果如表5所示。

表5第（1）～（4）列是基于2016—2018年城市截面数据的估计结果，其中第（1）（3）列的OLS基准估计结果显示，方言音节数、音调数均对城市人均货运量的影响显著为正，尤其是第（2）（4）列的IV2SLS估计表明，方言音节数1%的变化能够带动人均货运量增长约0.43%，方言声调数变化1个单位也会促进人均货运量增加约1.26吨。同时，根据表5第（5）～（8）列1992—1993年城市截面数据的估计结果同样发现方言声韵特征对人均货运量呈现显著的正向影响，与前述实证结论一致。对比两期城市截面数据的回归系数来看，方言音节数对1992—1993年样本的城市人均货运量影响系数，比2016—2018年样本分别估计系数要低。同样，方言的声调数对城市人均货运量的正向边际效应也在2016—2018样本中相对较高。可见，在替换被解释变量之后，方言声韵系统的丰富程度依然对城市商品货运贸易有着显著的正向促进作用，基准回归模型估计结果并未受到被解释变量测度偏误影响而发生较大变动，意味着本文假说H1具有一定的稳健性。

（三）异质性分析

在城市发展进程中，地理环境、正式制度等外部因素也是影响语言以及经贸发展的重要因素。比如，受地理因素制约，汉语声韵演化出现了不规则现象，汉语音节由南到北逐渐递减，复词由南到北逐渐增多；同样，南北方文化差异对方言的影响也至关重要，形成了研究文化与经济差异的天然分割线。而城市行政等级的差异，也会对人口流动、社会资源的配置等产生不同的影响，在此条件下，汉语方言声韵系统的城市贸易效应也有可能会伴随地理、制度等背景的差异而产生异质性。因此，有必要控制地理、城市差异等背景因素，进一步甄别语言声韵特征在促进城市贸易发展过程中的异质性问题。

1.区域差异下的异质性分析

由于地理單元对城市贸易的影响至关重要，于是根据中国地理分界线将城市样本按秦岭—淮河线分为南方城市和北方城市，按照区域划分为东部、中部、西部城市样本

中国东、中、西部地区划分参考国家统计局2003年的划分标准。，以详细区别不同地理位置方言声韵特征影响城市贸易规模的异质性问题。表6和表7分别报告了不同时期区域差异下方言声韵特征对城市商品贸易的回归估计结果。

根据表6的结果，在以方言音节数为解释变量的模型中，方言音节对南北方城市人均社会消费零售额均具有显著的促进作用，但对北方城市的正向影响明显高于南方；此外，分东、中、西部地区来看，方言音节虽然对西部城市贸易的正向边际效应最高，但统计显著性表明，方言音节数对东、中、西部地区的城市商品贸易均有正向促进作用但并不显著；同样，表6第（6）～（10）列考察了方言声调数影响城市人均社会消费零售额的异质性问题，估计结果显示方言声调数在不同区域均对城市人均社会消费零售额有显著的正向促进作用，且从偏相关系数来看，与表6第（1）～（5）列估计结果相似，方言声调对北方城市商品贸易效应影响要高于南方，对西部地区的贸易效应高于中部和东部。

表7是基于1992—1993年城市截面数据的估计，从实证结果来看，方言声韵系统的代理变量方言音节数、音调数对城市商品贸易仍然在不同区域表现出正向促进作用，但对应偏相关系数呈现出的区域异质性与表6略有所不同。首先，从表7第（1）（2）列南北差异来看，方言的音节数量对南北方城市商品贸易均有显著的正向作用，且对北方的促进作用高于南方，但上述系数与表6对应系数相比明显较小，表明方言音节数的变化对于20世纪90年代南北方城市商品贸易的积极影响要小于对当前南北方城市商品贸易的正向影响，这也与前述稳健性检验结论相符。其次，从东、中、西部地区城市的差异来看，方言音节数在20世纪90年代仅对东部地区城市的商品贸易存在显著的正向影响，对同期中、西部地区城市贸易的促进并未得到充分发挥，与表6对应系数相比，方言音节变化对1992—1993年东、中、西部地区城市的商品贸易影响系数均高于2016—2018年截面样本估计结果。最后，表7第（6）～（10）列还以1992—1993年截面样本考察了方言声调影响城市人均社会消费零售额的区域异质性问题，估计结果表明方言声调虽然在不同区域对城市人均社会消费零售额均有正向促进作用，但对于北方地区和西部地区并不显著，而且从对应系数来看，方言声调对南方城市贸易的促进作用要显著高于北方，对东、中部城市商品贸易的影响要显著高于西部地区城市。进一步与表6估计结果相比可以看出，方言声调对1992—1993年城市商品贸易的正向影响要低于对2016—2018年城市商品贸易促进作用，说明伴随贸易规模与普通话普及水平的提高，当前方言声调对各区域城市商品贸易的正向边际效应得到了显著增强。由此来看，汉语方言声韵特征的城市贸易效应不仅呈现了时序差异，也呈现出显著的地区异质性。

汉语方言声韵系统之所以表现出城市贸易效应的区域异质性，主要与其分组之后的声韵系统特征有关。首先，从南北方的城市分组比较来看，北方方言语音音节数和声调数的平均值要低于南方城市分组；其次，中部地区以晋语、官话区方言为主，其声韵系统的丰富程度要明显低于东部与西部地区城市的方言声韵系统，一定程度上抑制了交易信息的有效传递，导致该区域内城市方言声韵系统的贸易效应不能得到充分发挥，遂造成了语言声韵系统的城市贸易效应产生了地区异质性；最后，比较1992—1993年与2016—2018年截面数据的城市商品贸易数据会发现，前者人均社会消费品总额均值明显偏低，而且普通话普及水平也不高，由此导致早期方言声韵特征对城市商品贸易的规模效应无法有效体现，致使对1992—1993年城市商品贸易的正向影响要低于对2016—2018年城市商品贸易促进作用。不过综合表6和表7的实证结果，虽然汉语方言声韵系统的城市贸易效应存在区域异质性，但依然说明相对丰富的声韵系统是促进城市贸易规模的显著因素，与假说H1观点一致。当然，区域异质性也表明，北方以及中西部地区的部分城市，仍需要加强对语言声韵特征的创新演化，以便为驱动城市商品贸易规模的擴张提供有效动力。

2.城市行政等级差异下的异质性分析

为了甄别城市行政级别差异条件下方言声韵特征影响城市贸易规模的异质性问题，本文按行政等级将城市样本区分为36个重点城市（含省会城市与副省级城市）与其他地级市两类对照组，然后基于基准模型式（1）进行回归，而且估计过程中仍然沿着前述思路，将1992—1993年与2016—2018年两期截面数据进行比对，估计结果见表8。

一方面，从表8中2016—2018年截面数据估计结果来看，代理变量方言音节与方言声调均对其他城市（即非重点城市）人均社会消费零售额具有显著的促进作用，而在行政等级相对较高的省会城市、副省级城市，即36个重点城市，方言音节数与方言声调数对它们的人均社会消费零售额的影响虽然为正但不显著，该结论与表8第（5）～（8）列估计结果也是一致的。形成这一现象的原因除了省会与部分副省级城市因普通话普及导致方言声韵特征水平相对较低、无法充分发挥方言声韵系统贸易效应之外，还与计量模型设定有关，特别是受制于省会城市以及副省级城市样本量。在控制变量以及省级固定效应加入模型之后，整个模型检验自由度急剧下降（小于15），在小样本约束条件下，不仅会影响估计系数的统计显著性，也会导致估计结果的可信度下降。即使排除重点城市发展商品贸易的先天制度优势和普通话普及的特殊因素，现有经验分析仍能有效识别出方言声韵特征对中小城市商品贸易的正向促进作用。

另一方面，将表8中1992—1993年与2016—2018年截面数据估计系数进行比较可以看出，在进一步区分城市行政等级之后，方言音节数与方言声调数对其他城市人均社会消费零售额的正向边际效应在1992—1993年截面数据中要明显小于2016—2018年截面数据估计结果，再次说明方言声韵特征的城市商品贸易效应会随着城市普通话水平的提升、商品贸易规模的扩大而呈现出逐渐增强的态势。另外，对比同时期截面估计结果中方言音节数与方言声调数偏相关系数的差异也会发现，前者对城市贸易的边际效应要高于后者，对于贸易规模相对较小的非省会且行政等级较低的其他地市而言，发挥地方方言声韵特征的贸易效应仍是扩大本市贸易规模、缩小与省会和副省级城市贸易差距的有效途径，尤其是要突出方言音节系统对本市商品贸易规模的促进作用。

五、方言声韵系统影响城市贸易的机制分析

前述经验分析虽然验证了音节数和声调数作为汉语方言声韵特征对城市商品贸易的显著正向影响，但并未识别它们之间的影响机制问题。因此，为了识别方言声韵系统特征如何影响城市商品贸易，基于前述基准模型式（1）的检验结果，利用两期城市截面数据对基准模型式（2）进行估计，以期对本文假说H2进行验证，从而甄别语言特征是否通过信息传递效率促进了城市商品贸易的发展水平，结果如表9所示。

表9第（1）～（4）列是基于2016—2018年城市截面数据的机制分析，从估计结果来看，一方面，方言音节数对信息传递效率的估计系数显著为正，表明方言音节数的增加明显有利于增强语义的明晰性，为交易双方信息的准确表达起到促进作用，这为中国汉语方言适用齐普夫定律提供了经验证据。另一方面，用方言声调数替换核心解释变量，延续前述估计过程，仍然可以发现方言声调数对信息传递效率的影响显著为正，表明方言声调数的增加也同样有利于增强交易双方语义信息表达的准确性，能够为信息传递效率的改善奠定条件，这也在一定程度上将语言学的齐普夫定律拓展至汉语方言音调的演化问题提供了现实依据。此外，从表9第（5）～（8）列1992—1993年截面数据估计结果来看，方言声韵特征代理变量方言音节数和方言声调数仍与信息传递效率呈显著的正相关关系。针对上述结果，使用工具变量进行稳健性检验，结果仍与前述基准估计相似，在此不再赘述。但对比修正后的估计结果，即表9第（2）（4）（6）（8）列可以发现，方言音节和方言声调对1992—1993年截面数据信息传递效率的边际效应要小于2016—2018年的估计结果。产生这一现象的原因可能是，进入21世纪以来，信息技术的发展，特别是汉语语料库、语言编译等转化技术的发展在一定程度上增强了方言声韵系统演化对信息传递效率的正向效应。综合来看，用方言音节数与声调数表征的汉语方言声韵系统能够通过信息传递效率的间接效应对城市商品贸易产生积极影响，这一结论符合假说H2的理论预期，意味着声韵系统丰富程度的提升不仅是改善城市交易主体信息传递效率的有效途径，还能够通过信息传递效率促进城市商品贸易规模的扩大。

六、结论与启示

本文借鉴应用语言学关于声韵系统的界定，选取中国地级城市截面数据，以方言音节和声调作为方言声韵特征的测度指标，从语言文化属性视角检视方言声韵系统特征影响城市商品贸易的理论机理。经验检验结果表明：第一，较为丰富的方言声韵系统能够显著促进城市商品贸易规模的扩大，通过对比1992—1993年与2016—2018年城市截面数据估计结果发现，随着普通话普及水平的提升，方言声韵特征对城市商品贸易的正向边际效应在2016—2018年的截面数据中要高于1992—1993年城市截面数据估计结果，且上述结论具有较好的稳健性，并未因估计方法、回归模型以及控制变量的不同而发生明显改变。第二，基于地形坡度工具变量的IV2SLS估计结果，不仅修正了遗漏变量估计偏误，而且证明了地形因素也可能导致声韵特征演化进程放缓的事实，但仍然支持本文方言声韵特征显著促进城市商品贸易这一假说的稳健性。第三，从影响机制来看，相对丰富的方言声韵系统能够通过提高信息传递效率促进城市商品贸易规模的扩大，其有利于增强交易双方语义信息表达的准确性，能够为信息传递效率的改善奠定条件，这也进一步补充了汉语方言一定程度上适用齐普夫定律的现实依据。第四，异质性分析表明，方言音节与声调对北方城市商品贸易的影响高于南方，对西部城市的影响高于中部和东部城市；重点城市与非重点城市的估计结果差异表明，即使排除重点城市商品贸易发展的先天优势和普通话普及的有利因素，丰富的方言声韵系统对中小城市商品贸易的正向促进作用依然存在。

根據上述结论，本文的政策启示在于：第一，政府在促进城市商品贸易发展过程中要充分重视优化城市语言文化的发展规划，尤其是要引导地方文化管理或语言研究等机构，积极创新语言的声韵特征，丰富汉语及其方言的音节与声调，为语言文化更好地服务居民、企业生产与生活创造条件。第二，各级政府在应对语言文化管理过程中，除了重视语言的工具属性外，还要充分考虑语言声韵系统在文化层面所发挥的积极作用，不断创新、优化汉语以及方言的声韵系统，使其能够更加清楚、清晰地表达市场主体的语义，有效提高信息传递效率，以便更好发挥方言的商品贸易效应。第三，各城市应该积极组织语言文化交流活动，在有条件的情况下建立健全区域语言交流的例会制度，有效促进区域之间语言和方言的交流与融合。特别是位于中国北方与中部地区的部分城市，以及非省会城市、地级市，均应加大对语言文化领域的财政支持力度，组织专家、学者或语言研究机构对地方语言声韵特征进行系统分析和比较，加大对方言音节的创新支持力度，推动本地语言声韵系统的创新和演化，以便更好发挥语言的贸易效应，最终为缩小南北以及区域间城市商品贸易差距奠定良好的语言文化基础。

参考文献：

［1］赵子乐，林建浩.经济发展差距的文化假说：从基因到语言［J］.管理世界，2017（1）：6577.

［2］刘毓芸，戴天仕，徐现祥.汉语方言、市场分割与资源错配［J］.经济学（季刊），2017（4）：15831600.

［3］MELITZ J. Language and foreign trade ［J］.European Economic Review，2008，52（4）：667699.

［4］潘越，肖金利，戴亦一.文化多样性与企业创新：基于方言视角的研究［J］.金融研究，2017（10）：146161.

［5］李光勤，曹建华，邵帅.语言多样性与中国对外开放的地区差异［J］.世界经济，2017（3）：144168.

［6］丁从明，毛健，王聪.内循环格局下方言多样性与专业分工研究［J］.当代经济科学，2021（7）：104118.

［7］黄少安.交易成本节约与民族语言多样化需求的矛盾及其化解［J］.天津社会科学，2015（1）：132135.

［8］林建浩，赵子乐.均衡发展的隐形壁垒：方言、制度与技术扩散［J］.经济研究，2017（9）：182197.

［9］申小龙.语言的民族精神与欧洲语言人文主义［J］.学术月刊，2000（7）：4349.

［10］韦森.语言与制序：经济学的语言与制度的语言之维［M］.北京：商务印书馆，2014：287288.

［11］刘毓芸，徐现祥，肖泽凯.劳动力跨方言流动的倒U型模式［J］.经济研究，2015（10）：134146.

［12］林尹.中国声韵学通论［M］.台北：世界书局，1989：1.

［13］严学宭.汉语声调的产生和发展［J］.人文杂志，1959（1）：4252.

［14］国术平.从语言内部补偿看入声舒化现象［J］.语文学刊，2006（10）：117118.

［15］MCROBERTS G W， STUDDERTKENNEDY M， SHANKWEILER D P. The role of fundamental frequency in signaling linguistic stress and affect：evidence for a dissociation ［J］. Perception & Psychophysics， 1995，57（2）：159174.

［16］VALENTE D， GREGORIO C D， FAVARO L， et al. Linguistic laws of brevity：conformity in Indri indri［J］. Animal Cognition， 2021，24：897906.

［17］EPHRATT M. Word marks：economic， legal and linguistic entities［J］. International Journal for the Semiotics of Law， 1996，9（3）：257286.

［18］GRIMLDI I M， ANDEL T. Food and medicine by what name？ Ethnobotanical and linguistic diversity of taro in Africa［J］. Economic Botany， 2018，72（2）：217228.

［19］平田昌司.文化制度和汉语史［M］.北京：北京大学出版社，2016：236237.

［20］莫超.甘肃境内的西南官话：兼论方言形成与区域经济文化的交流［J］.社会科学战线，2013（4）：125129.

［21］高超，黄玖立，李坤望.方言、移民史与区域间贸易［J］.管理世界，2019（2）：4357.

［22］孙浦阳，张陈宇，杨易擎.生产分割，信息摩擦与关税传导：消费市场的理论与经验［J］.世界经济，2021（2）：4874.

［23］徐现祥，李郇.中国省际贸易模式：基于铁路货运的研究［J］.世界经济，2012（9）：4160.

［本刊相关文献链接］

［1］曹芳芳，程杰，武拉平，等.劳动力迁移与城市全要素生产率：来自地级市的经验证据［J］.当代经济科学，2023（1）：103118.

［2］王家庭，姜铭烽.国家级城市群规划对要素跨省流动的影响研究［J］.当代经济科学，2023（1）：119129.

［3］陈俊华，刘娜，卓贤.土地抵押融资、基础设施属性与地方经济增长［J］.当代经济科学，2022（6）：1327.

［4］张宽，黄凌云.结构的力量：人力资本升级、制度环境与区域创新能力［J］.当代经济科学，2022（6）：2841.

［5］戴翔.“引资”的“引智”促进效应：理论与实证［J］.当代经济科学，2022（5）：127138.

［6］徐旭，俞峰，闫林楠，等.高铁如何影响劳动力流动：新视角与新证据［J］.当代经济科学，2022（4）：3142.

［7］张红凤，黄璐.产业结构升级与家庭消费升级：基于CHIP微观数据的经验分析［J］.当代经济科学，2022（6）：127142.

［8］张苏缘，顾江.文化消费试点政策对城市产业结构升级的影响研究［J］.当代经济科学，2022（3）：111122.

［9］赵建国，王净净.身份认同如何影响流动人口的就业质量？［J］.当代经济科学，2022（2）：93108.

［10］杜传忠，管海锋.国内大循环视域下的生产性服务业效率、投入结构与制造业附加值提升［J］.当代经济科学，2022（1）：2538.

［11］陈海鹏，沈倩岭，李后建.安土重迁，黎民之性：儒家文化对农民外出务工的影响［J］.当代经济科学，2021（6）：124132.

［12］谢申祥，范鹏飞，王晖.服务业“营改增”与出口贸易高质量发展［J］.当代经济科学，2022（2）：115.

［13］丁从明，毛健，王聰.内循环格局下方言多样性与专业分工研究［J］.当代经济科学，2021（4）：104118.

［14］杨秀云，李敏，李扬子.我国文化产业空间集聚的动力、特征与演化［J］.当代经济科学，2021（1）：118134.

［15］杨秀云，李忠平，李敏，等.融资约束对文化创意企业技术效率及其稳定性的影响［J］.当代经济科学，2019（4）：4861.

［16］薛飏.我国文化体制改革对地区经济增长影响的实证分析［J］.当代经济科学，2016（4）：8997.

［17］朱治理，温军，李晋.海外并购、文化距离与技术创新［J］.当代经济科学，2016（2）：7986.

编辑：李再扬，高原