中國農食產品標準國際化能否提升出口產品質量？

一 引 言

近年來，中國農食產品出口受到了許多發達國家“衛生與植物衛生措施”(Sanitary and Phytosanitary Measures，以下簡稱SPS措施)等非關稅措施的限制，屢因產品質量“不合格”而被通報、扣留或召回，致使國家和企業蒙受巨大的經濟損失。國家質檢總局《2011年和2012年國外技術性貿易措施對中國企業影響情況調查報告》顯示，2011年農食產品出口企業因SPS措施造成的直接損失額為91.3億美元，2012年農食產品出口企業因SPS措施造成的直接損失額為41.5億美元(師華和徐佳蓉，2015)[1]。農食產品出口受阻，一方面受發達國家貿易保護主義措施的影響，但另一方面，中國自身農食產品生產技術水平低、標準落后導致的產品藥物殘留、添加劑超標等質量原因也是重要的影響因素(楊旭，2016)[2]。

為扭轉農食產品出口因質量問題受阻這一現狀，縮小與發達國家農食產品質量差距，中國不斷加強農食產品標準體系建設以提高出口產品質量。在標準化發展的“十一五”規劃中，農業和食品安全被列為標準化活動的重點領域，中國標準化戰略鼓勵采用國際標準(Wang et al.,2010)[3]。此外，《國家質量興農戰略規劃(2018-2022年)》文件中也明確指出：要加快國內外標準全面接軌，在適宜地區全面轉化推廣國際先進標準，推動國內外銷產品“同線同標同質”，加快推動中國農產品質量達到國際先進水平。中國采用國際標準的做法是，將國際或者國外先進標準納入本國標準體系中，即制定本國標準時采用國際或國外先進標準。目前，中國農食產品領域主要采用來自國際化標準組織制定的ISO標準，同時根據采用國際標準的程度可進一步細分為等同采用(Identical，IDT)、修改采用(Modified，MOD)和非等效采用(Not Equivalent，NEQ)三種類型。截至2016年，中國農食產品國際標準數量為317條，約占標準總量的21%，其中等同采用、修改采用和非等效采用分別為167條、107條和43條。

一般而言，采納國際標準會給企業帶來很高的遵從成本。企業為了達到國際標準生產的要求，往往需要引進先進的設備、人員及管理經驗以進行技術研發和工藝改進等(唐鋒等，2018)[4]。那么，中國政府花費巨大的成本將農食產品標準與國際標準接軌，是否能夠達到預期效果，即國際標準能否實質性提高企業出口產品質量？這是本文最為關心的問題。為此，本文利用2000-2013年中國農食產標準數據與企業-產品層面海關數據的匹配數據，實證檢驗中國農食產品標準“國際化”對企業出口產品質量的影響，并比較研究基于中國國情出發制定的國家標準和采納國際組織制定的國際標準，哪類標準更能顯著促進農食產品企業出口產品質量的提升。

接下來的結構安排為：第二部分為文獻綜述；第三部分為計量模型、核心變量以及數據的說明；第四部分為實證結果與穩健性檢驗；第五部分為異質性影響檢驗；最后是結論與啟示。

二 文獻綜述

農食產品標準在國際食品供應鏈中的地位日益突出，是當前重要的研究領域。目前學術界在該領域的研究主要包含兩方面：標準對貿易流量和對產品質量的影響研究。

(一)標準對貿易流量的影響

與關稅等傳統貿易壁壘對貿易的單向影響不同，農食產品標準對貿易的影響是雙向的。一方面，標準可以作為一種價值符號，通過給消費者提供質量信息從而降低信息不對稱，最終促進貿易，即“標準作為催化劑(Standards-as-Catalyst)”；另一方面，標準也可能會因為提高企業的遵從成本(Compliance Cost)而抑制貿易，即“標準作為壁壘(Standards-as-Barriers)”。因此，一直以來，許多實證文獻都是試圖為“標準作為催化劑”與“標準作為壁壘”的討論提供更詳細的佐證。一些研究表明，標準因遵從成本的負效應大于其質量信息的正效應而抑制了貿易。例如，Otsuki et al.(2001)[5]利用引力模型發現，歐盟對水果和堅果中最大允許污染的嚴格標準導致了非洲出口商的巨大出口損失。類似地，Wilson和Otsuki(2004)[6]研究了11個發達國家的殺蟲劑殘留標準對21個發展中國家香蕉出口貿易的抑制性影響；Gebrehiwet et al.(2007)[7]研究了發達國家黃曲霉素毒素標準對發展中國家落花生、谷類和水果、蔬菜、堅果類等食品出口的負向影響。一些學者利用中國樣本的分析也得到了相同結論(Chen et al., 2008[8]; 鮑曉華，2011[9]；Wei et al., 2012[10]；王瑛和許可，2014[11])。然而，也有實證研究表明，農食產品標準的質量信息正效應可能會大于遵從成本的負效應，使得標準的凈效應為正，最終促進出口(Mangelsdorf et al., 2012)[12]。

近年來，相關研究開始關注標準分類在貿易影響上的差異。如Wilson et al.(2003)[13]分析了藥品殘留標準對歐盟等國牛肉貿易的影響發現，將四環素抗生素的最高殘留限量(MRL)降低1%，可使出口商的出口減少0.59%，但如果采用食品法典委員會(Codex Alimentarius Commision)制定的抗生素國際標準，牛肉貿易將增加32億美元以上。Shepherd和Wilson(2013)[14]研究了歐盟推薦性標準中ISO標準和非ISO標準對農食產品的貿易效應，發現相較于ISO標準，非ISO標準對貿易的阻礙作用更強，對發展中國家初級產品出口的抑制作用更甚。

(二)標準對產品質量的影響

相對而言，學者們關于標準對產品質量影響的研究起步較晚。事實上，產品質量是決定出口成功與否及出口方向的關鍵(Amiti和Khandelwal, 2009)[15]。理論上來說，更多更嚴格的標準能夠促進產品質量提升，從而幫助出口企業得到消費者的認可，進而促進出口。比如Olper et al.(2014)[16]利用歐盟食品行業進口數據，研究歐盟標準擴散與產品質量升級之間的關系表明，歐盟推薦性標準的擴散顯著提高了進口質量升級速度，但不同類型標準對質量升級的影響存在差異。王學君等(2017)[17]關于中國食品安全標準對食品行業出口產品質量的影響研究表明，食品安全標準的提升顯著促進了出口產品質量的提升，且進一步將標準細分為推薦性標準和強制性標準后發現，推薦性標準對出口產品質量的影響更顯著。這篇論文在研究方法和使用數據等方面與本文最為相近，但研究視角不同，本文重點考察當前中國農食產品標準制定中提倡采納國際標準策略的影響(1)此外，如后文數據說明部分所述，在標準數據和出口數據的匹配處理上，本文采用Mangelsdorf et al. (2012)[12]的分類方式，較之王學君等(2017)[17]的分類更為可靠。。董銀果和黃俊聞(2018)[18]基于前沿距離模型檢驗日本的SPS措施對各國出口產品質量的影響，發現標準的提高促進了各國產品質量的升級。

上述文獻表明標準提高會帶來產品質量提升。但正如Eum et al.(2018)[19]所指出的，嚴格的標準會給企業帶來更高的遵從成本，從而對企業產品質量的提升產生負面影響。其利用歐盟從159個貿易伙伴國進口的28個食品行業的分類數據，研究食品安全標準和關稅對產品質量提升的影響表明，歐盟食品安全標準水平的提升不僅顯著抑制了進口產品質量的提升速率，而且對產品質量的提升作用是非線性的，即與技術落后的農產品相比，位于技術前沿的農產品更可能實現質量升級。江東坡和姚清仿(2019)[20]使用2009-2016年歐盟生鮮水果進口細分數據，考察了歐盟農藥最大殘留限量(MPLs)標準對進口水果質量提升的影響也得出了一致結論。此外，Hu和Lin(2016)[21]在其研究中也指出，企業為了平衡標準帶來的生產成本增加很可能會使用更廉價的原材料，最終導致產品質量下降。因此，從已有研究結論來看，標準的加強是提高了出口質量還是阻礙了出口質量，答案尚不明確，有待進一步實證檢驗。

總體上看，現有關于標準對產品質量效應的研究相對較少且結論不一致。更為重要的是，有關一國的標準國際化策略對出口產品質量的影響分析，在國內外文獻中均少有涉及。因此，本文的主要貢獻在于，一方面，進一步充實了標準的質量效應研究的實證文獻；另一方面，回答了中國農食產品標準“國際化”能否提升企業出口產品質量這一現實問題，彌補現有文獻在這一領域的研究不足。

三 計量模型、變量獲取及數據處理

(一)計量模型

本文借鑒Olper et al.(2014)[16]的方法將基本計量模型設定如下：

qualityfkct=β0+β1lnstd_ikt+β2lnstd_dkt+β3lncomkct+δft+δc+εfkct

(1)

式中，f、k、c、t分別代表企業、產品種類、出口目的國(或地區)、年份。被解釋變量qualityfkct表示t年中國企業f向目的國(或地區)c出口的k類農食產品的質量水平；lnstd_ikt是指中國在t年對k類產品所實施的國際標準的嚴格程度，用國際標準數量的對數值表示；lnstd_dkt是指中國在t年對k類產品所實施的國家標準的嚴格程度，用國家標準數量的對數值表示； lncomkct表示t年將k類產品出口到c國(或地區)的企業數量的對數，用以衡量企業在出口市場上面臨的競爭強度(2)本文將企業數量納入模型(1)中，以控制企業在出口市場中面臨的競爭強度對其生產的產品質量的影響。Kugler和Verhoogen(2012)[22]、Hallak和Sivadasan(2013)[23]指出, 對于異質性企業來說，在企業規模一定時，企業出口行為要么依靠產品生產率(質量)優勢，要么依靠過程生產率(價格)優勢。而競爭強度的加強，會迫使價格競爭型企業降低產品質量從而降低產品價格來保持市場競爭優勢，但是會促使質量競爭優勢企業不斷進行技術創新以生產高端系列產品，從而增強自身產品的不可替代性(李秀芳和施炳展，2013)[24]。。δft和δc代表企業-年份固定效應和出口目的國固定效應，分別控制企業隨時間變化的異質性特征和目的國特征，從而盡可能地避免因遺漏控制變量而導致估計結果有偏。

需要特別說明的是，李秀芳和施炳展(2013)[24]、高磊(2017)[25]等研究表明，進口國規模、進口國人均收入水平以及進口國地理距離等因素也會影響一國出口產品的質量，但本文已經通過企業-年份固定效應和目的國固定效應進行了較好地控制，因此不再將這些變量納入基本模型中。

(二)關鍵變量的獲取

1. 產品質量

早期的學者使用單位價值量法進行質量測算，即使用單位價值作為產品質量的代理變量。后來，這種質量測算方法的可靠性受到質疑。Piveteau和Smagghue(2013)[26]指出，單位價值不僅會反映產品質量信息，還會反映成本變動、市場競爭以及需求變化等因素。為此，更多學者使用事后推理法進行質量測算(Khandelwal et al., 2013[27]；施炳展，2013[28]；Piveteau和Smagghue, 2015[29])。這一方法的思路是，對于同一類別的產品，在價格相同的情況下，“理性的”消費者會選擇質量更高的產品，也就意味著質量越高銷量越高，因而可根據消費者的購買行為來反推產品質量。本文將事后推理法作為主要的質量測度方法，單位價值量法將在后續的穩健性檢驗部分進行介紹。

基于事后推理法的基本假說，將產品質量和價格納入消費者的效用函數，并根據Khandelwal et al.(2013)[27]、施炳展(2013)[28]的研究，假設消費者在HS6分位產品的效用函數為：

Uct=U(C1ct,…，Cgct)

(2)

其中，U(·)是不變替代彈性的效用函數，Cgct是指t年c國對g產品的消費函數，Ωgct代表t年c國消費者可以購買到的g產品，σ>1，表示產品間的替代彈性，λfgct和qfgct分別表示t年c國消費的企業f生產的g產品的產品質量與數量。

消費者將其總支出Egct分配到不同產品的消費上以使其效用最大化，消費者需求函數如下：

(3)

方程中，p*表示產品價格，Pgct是消費價格指數，Egct代表使消費者效用最大化時花費在g產品上的總支出。對式(3)取對數得：

lnqfgct+σlnpfgct=δf+δct+εfgct

(4)

由于本文回歸是在企業層面進行的，因此式(4)中δf為企業固定效應，用以控制企業資源、生產效率等企業異質性特征對產品質量的影響，δct是目的國與年份的交互固定效應，控制了目的國Pgct和Egct等因素對產品質量的影響。εfgct=(σ-1)lnλfgct，即為包含產品質量的殘差項。由于本文研究對象是農食產品，這里σ的取值參照Olper和Raimondi(2009)[30]的研究設定為7。因此，得到質量定義式(5)：

(5)

計算出企業-產品-國家-年份層面的產品質量后，為了使產品質量可以跨期和跨產品種類比較，且可以在不同層面上加總質量，需要先將產品質量進行標準化：

(6)

其中，minqualityfgct和maxqualityfgct分別表示對于每一類HS6位產品，在企業-產品-國家-年份層面質量的最小值和最大值，式(6)中將產品質量進行標準化后使得r_qualityfgct這一標準化質量介于0-1之間。

由于本文將產品分為k類進行研究，加總產品質量得到：

(7)

其中，qualityfkct代表企業-產品種類-國家-年份層面的產品質量，valuefgct為企業-產品-國家-年份層面的出口額。

2. 標準變量

目前衡量農食產品標準嚴格程度的常用方法包括利用某種標準的具體參數或者是采用標準存量法(Inventory Approach)。前者指的是食品安全標準的具體技術要求，以農藥最大殘留水平(MRL)為例，殘留限值水平越高則說明標準越寬松(Chen et al., 2008[8]；鮑曉華，2011[9]；Wei et al., 2012[10])。這種方法的主要缺陷在于只能研究具體某一種產品，而無法研究某一行業甚至全行業產品。第二種標準存量法，即根據有效標準數量的多少來表示標準的嚴格程度。對于這種方法的主要批評在于，該方法對于標準的度量存在“過于籠統”(Mixed Bag)問題。具體來講，由于標準之間嚴格程度各有高低、標準類型也有所不同(3)比如說，有些標準直接影響產品質量，而有些標準針對的是產品測量和包裝等問題。，這種存量法對所有現有標準給予同等的權重，因此無法區分不同標準的有效性和重要性(Swann et al., 1996)[31]。但是，這一方法因其簡便易行而被廣泛使用，如Mangelsdorf et al.(2012)[12]、 Olper et al.(2014)[16]、Shepherd和Wilson(2013)[14]、Swann et al.(1996)[31]等。因此，本文仍采納標準存量法來度量模型(1)中標準指標。

(三)數據說明

1. 數據來源與處理

本研究的變量來自于以下兩類數據：

第一類數據為2000-2013年中國海關總署企業-產品層面交易數據。該數據庫詳細記載了本研究所需要的出口企業交易信息，包括唯一的企業海關編碼、出口年份、產品的8位HS編碼、出口數量、價值、計價單位以及出口目的地。通過這一數據庫即可計算出口產品質量。

表1 HS1992海關編碼與國際標準分類號(ICS)對應表

第二類數據來自于國家標準化管理委員會(SAC)的全國標準信息公共服務平臺。該數據庫提供了有關標準的生效日期、廢止日期、版本更新以及是否采用國際標準等信息。每個標準都是根據國際標準分類號(ICS)進行分類，這使得標準與貿易數據能夠進行匹配。其中，本文研究的是“食品技術”，其對應的ICS分類號為第67類。

最后將上述兩類數據庫根據HS編碼與ICS編碼進行匹配。由于HS6位碼分類較細，難以與ICS直接對應，因此本文借鑒Mangelsdorf et al.(2012)[12]的方法，在海關數據庫中僅保留肉類(HS02)、水產品魚類(HS03)、蔬菜(HS07)、谷物(HS10)、乳及乳制品(HS0401和HS0402)、茶葉(HS0902)和糖類(HS1701和HS1702)這七類產品，最終將上述兩個數據庫合并。具體見表1。

2. 變量描述性統計

本文最終得到2000-2013年16954個企業出口到199個國家或地區的170種產品數據。經計算，這些樣本數據出口額占中國農食產品出口額總量的44.51%，這與Mangelsdorf et al.(2012)[12]的數據處理結果大致相同。因此，可以認為該樣本具有較好的代表性。變量的描述性統計見表2。

表2 主要變量的描述性統計

注：表中前四行樣本量與后五行樣本量不同，這是因為本文計算出標準化產品質量后，只保留了本文所研究的七類產品，計算出產品質量后按照七類產品對產品質量進行了加總。

四 實證結果與分析

(一)基本回歸分析

在檢驗國際標準效應前，本文先檢驗農食產品標準對出口產品質量的總效應。列(1)-列(4)是逐步加入各項固定效應后的回歸結果。可以看出，總體而言，在逐步控制了不同類型的固定效應后，雖然農食產品標準的系數在逐漸減小，但都在1%的水平上顯著，與中國企業出口產品質量正相關。換言之，中國農食產品標準數量越多，即標準越嚴格，越能促進出口企業的產品質量升級。

表3 農食產品標準對出口產品質量影響的基本回歸結果

注：***、**、* 分別表示在 1% 、5% 、10% 水平上顯著，下表同。FE代表固定效應，下表同。

基于如上農食產品標準總效應為正的實證，下面著重分析國際標準與國內標準相比，哪一類標準能更好地促進出口產品質量提高。列(5)回歸結果顯示，國際標準對出口產品質量的影響顯著為負，在國際標準數量提升10個百分點后，出口產品質量會下降0.015個百分點。相反，國家標準對出口產品質量具有顯著的促進作用，國家標準數量上升10個百分點后，出口產品質量能夠提升0.01個百分點。對于國際標準顯著為負的回歸結果，可能的解釋是，國際標準會導致高額的遵從成本，因而出口企業存在使用廉價原材料以平衡遵從成本的動機。具體而言，農食產品的國際標準大多是由發達國家主導制定的，發達國家的標準水平一般高于中國已有標準，中國將國際標準納入自身食品安全標準體系后，企業為了符合國際標準的生產要求，將會面臨更高的遵從成本。另外，lncomkct的系數顯著為負，說明中國農食企業依然沒有實現從追求“量”到追求“質”的成功轉型，仍主要以低價作為國際競爭優勢。因此，這些企業為了維持其在國際市場上的競爭優勢，很可能會通過采用更加廉價的原材料來平衡增加的生產成本，最終使得出口產品質量降低。相對地，國家標準顯著為正說明，國家標準是依據本國國情制定的，能較好適應目前企業的整體技術發展水平，企業不需要對現有的生產流程進行大幅改造，而只需微調，從而能較快地適應新的生產環境。

從回歸結果來看，國家推進標準“國際化”并未顯著地促進出口企業產品質量的提升。唐鋒等(2018)[4]關于中國農食產品標準對貿易影響的研究中也表明，中國采納由發達國家主導的國際標準對農食產品貿易二元邊際產生了負效應，而國家標準對二元邊際都產生了顯著的正效應。本文的研究結論與其相一致。

(二)穩健性檢驗

上述結論是否穩健有待于進一步的實證檢驗，本文將通過不同產品質量度量方法和不同樣本處理方法兩方面來進行回歸分析。

1.不同產品質量指標

這里，采用其他的兩個產品質量指標：一是直接使用產品單位價格(Unit Price)作為產品質量的代理變量；二是參照韓會朝和徐康寧(2014)[32]的計算方法，構建相對產品質量指標，即將某一類產品的市場平均價值作為平均產品質量指標，用一種產品的實際價值除以這類產品的平均價值得出的相對數值來衡量產品質量。其計算公式如下：

Qfkct=UVfkct/avg(UVkt)

(8)

其中，UVfkct是指t年企業f出口到c國的k類產品的單位價值，avg(UVkt)是指t年不同企業生產的k類產品出口到不同目的國的平均價值，用該產品的出口總額比出口總量計算而得。

利用不同質量指標的穩健性檢驗依次見表4列(1)-列(4)。列(1)、列(3)表明，在控制時間固定效應、目的國固定效應以及企業-時間固定效應的條件下，中國農食產品標準與不同方式度量的出口企業產品質量均在1%的顯著性水平上正相關。列(2)、列(4)再一次證實國際標準并沒有有效促進出口產品質量的提升，反而對其產生了抑制效應，而國家標準顯著促進了出口產品質量的提升。

表4 不同質量測度方法及不同樣本處理方式的的穩健性檢驗

2. 不同樣本處理方式

為了防止企業的不斷進入、退出造成的樣本選擇問題，本文將選取在2000-2013年連續出口的企業樣本進行檢驗。經過統計，本文樣本中共有16954家企業，但在2000-2013年中連續出口的企業僅有72家，這些連續出口企業的總貿易額占總樣本貿易額約25.4%。

穩健性檢驗結果見表4列(5)和列(6)。列(5)表明，農食產品標準的總效應與基本回歸結果基本保持一致，系數依然為正，但是并不顯著。列(6)中，國家標準系數為負但并不顯著。這可能是因為，能夠進行連續出口的企業意味著其生產效率和產品質量已經達到了較高水平，國家標準的規制水平相對來說不是很高，因而并不能很好地促進這部分企業質量升級。國際標準系數依舊顯著為負，代表中國高效率和高品質的農食產品企業在國際市場上依然是以低價優勢取勝，無法克服國際標準帶來的過高遵從成本對其產品質量升級造成的不利影響。

五 異質性影響的檢驗

(一)分國際標準采納程度的估計結果

如前所述，中國采納國際標準的程度可以分為等同采用(IDT)、修改采用(MOD)和非等效采用(NEQ)。其中，等同采用是指不改變國際標準的技術內容，而只是對標準進行一些編輯性修改(4)編輯性修改是指糾正排版或印刷錯誤、改變標點符號、增加不改變技術內容的說明和指示等。；修改采用指允許國家標準和國際標準存在一些技術性差異，并對這些差異做出明確標注和解釋；非等效采用是指國家標準與國際標準在技術上有重大差異(5)比如說，有些國家標準在采用國際標準時只是保留了國際標準中少量或者不重要條款，而在其他方面并沒有采用國際標準的內容。。這三種國際標準采用方式對國際標準的采納程度是依次降低的。

表5 不同國際標準采納程度對產品質量的影響差異

本文按國際標準采納程度細分后的回歸結果如表5所示。從回歸結果中可以看出，在列(1)中控制了年份固定效應、目的國固定效應以及企業-年份固定效應后，國家標準對出口企業產品質量效應顯著為正。等同采用、修改采用對國際標準的采納程度較高，其對產品質量產生了顯著的負效應；而非等效采用對國際標準采納程度最低，其對產品質量影響雖然為負但并不顯著。列(2)加入企業競爭強度lncomkct這一控制變量后，結果依舊如此。由此說明，完全照搬國際標準并不能很好地促進我國農食出口企業產品質量升級。

(二)分產品種類的估計結果

下文將產品分類進行回歸，從而可以更加細致地了解細分標準對不同種類產品質量的影響。為了避免國際標準和國家標準因與高維度固定效應的完全共線性而被徹底刪除，回歸模型中將不再控制企業-時間固定效應。

表6是7類產品組的估計結果。總的來說，國家標準對大部分產品質量是正向效應，只有谷物類產品回歸系數為負但并不顯著。肉類、魚類、谷物以及茶葉四類產品的國際標準變量由于與固定效應虛擬變量存在多重共線性而被刪除，從國際標準對其余各類產品質量的影響來看，與基本回歸分析結果基本一致，國際標準并未表現出對出口企業產品質量的促進作用。需要特別指出的是，一直以來，水產品和蔬菜都是中國重要的農食出口產品，這從本文的樣本數據中也可以得到證實，蔬菜、魚類產品出口企業分別占據了樣本量的56.0%和26.9%，達到了總樣本的82.9%。從回歸結果中可以看出，國際標準對蔬菜類產品質量的影響為負但并不顯著；國家標準則顯著促進了這類產品的質量提升。此外，lncomkct的系數顯著為正表明，蔬菜類產品出口企業基本從價格競爭型轉變為質量競爭型，這對于中國農食產品出口不失為一個利好消息。此外，對于魚類產品，國家標準顯著促進了該類產品質量的提升，國際標準由于共線性而被刪除。說明目前該類產品出口企業依然屬于價格競爭型企業，這一出口模式有待進一步改善。

表6 農食產品標準對不同種類出口產品質量的影響

注：表中“-”表示因國際標準變量與固定效應虛擬變量的多重共線性而被刪除，這一問題在Mangelsdorf et al.(2012)[12]分產品種類的回歸分析中同樣出現過。可能的原因是列(1)、 (2)、 (4)和(6)中國際標準數量少且各年間基本恒定。

(三)分出口目的國的估計結果

為了驗證農食產品標準對出口到不同目的國產品質量提升作用的差異性，本文根據WDI(世界發展指標)數據庫，將出口目的國分為高收入(H)、中高收入(HM)、中低收入(LM)和低收入(L)這四類樣本。

表7為不同樣本的回歸結果。首先，無論是高收入國家還是低收入國家，農食產品標準的總效應均是促進出口產品質量提升，這也進一步表明，農食產品標準對出口產品質量的提升作用是穩健的。其次，標準對出口到發達國家(H、HM)產品質量的促進作用較發展中國家(LM、L)而言相對較低。同時也可以發現，出口到高收入和中高收入國家的企業屬于價格競爭型企業；而出口到中低收入(LM)和低收入(L)國家的企業屬于質量競爭型企業。導致上述現象可能的原因是，發達國家的收入水平普遍較高，因而對產品質量的要求也更高，世界頂尖企業出口的產品都銷往這些國家，相比之下，中國出口企業競爭力處于相對弱勢地位，因而只能出口質次價廉的產品；相反的，收入水平較低的發展中國家其對產品質量的要求相對較低，從而中國出口企業面臨來自世界一流企業的競爭壓力較小，中國企業產品質量相對處于比較高的水平，因而企業出口產品質量較高(李秀芳和施炳展，2013)[24]。因此，中國農食產品標準的提升，對出口到收入水平較低國家的企業產品質量的提升作用反而更大。最后，國際標準的回歸結果均顯著為負，國家標準的回歸結果只有列(4)為負且不顯著，其余均為正數，與基本回歸仍保持較好地一致性。

表7 農食產品標準對不同目的國出口產品質量的影響

六 結論及政策建議

本文利用2000-2013年中國農食產品標準數據與企業-產品層面海關數據的匹配數據，實證考察了中國農食產品標準對企業出口產品質量的影響，并重點檢驗了農食產品標準“國際化”如何影響企業出口產品質量。

實證結果表明：總體上說，農食產品標準的加強顯著促進了中國出口產品質量，但利用細分標準的研究發現，國家標準對出口產品質量具有顯著的促進作用，而國際標準卻抑制了出口產品質量的提升。以上結論在不同質量測度方法和不同樣本處理方式的穩健性檢驗中依然成立。進一步地，在異質性檢驗部分，首先，為了對中國農食產品標準“國際化”進行更有針對性的研究，本文根據國際標準采納程度細分國際標準并將其與產品質量回歸。結果表明，國家標準對企業出口產品質量的影響依舊顯著為正；而在國際標準方面，等同采用、修改采用這兩種對國際標準采納程度較高的標準對中國出口產品質量的影響顯著為負，非等效采用對國際標準采納程度最低，其對產品質量影響雖然為負但并不顯著。其次，分產品種類進行回歸。這部分回歸得到了與基本回歸相一致的結論，即國家標準普遍對各類出口產品質量有提升作用，但國際標準卻對各類產品質量產生了抑制作用。最后，根據目的國發達程度進行分類回歸。農食產品標準的加強對出口到各類經濟體的產品質量都有顯著的促進作用，但是對出口到低收入國家產品質量比出口到高收入國家產品質量的促進作用更明顯，進一步地，將標準細分為國家標準和國際標準后回歸結果與基本回歸相一致。

基于以上結論的政策建議為：中國應該繼續加強自身農食產品標準體系建設，提高農食產品技術標準和產品質量檢測標準，以盡可能減少各進口國尤其是發達國家標準規制措施帶來的貿易損失。國際標準之所以沒有像預期那樣有效促進中國農食產品質量提升，可能是因為直接采納國際標準進行生產并不適合本國國情。由于目前中國的大部分農食產品出口企業仍屬于價格競爭型企業，科技水平還遠遠落后于發達國家，采納國際標準可能會造成企業生產的不適，最后反而得不償失。因此，中國農食產品“國際化”標準的制定，一方面，應該將國際標準與農食行業實際發展情況相結合，制定適合中國國情的國際標準，而不是直接照搬由發達國家主導制定的國際標準。另一方面，應該化被動為主動，積極參與國際食品法典委員會、《國際植保公約》等機制下的涉農國際標準規則的制定和運用，提高發展中國家在國際貿易中的話語權，制定符合本國國情的國際標準，從而避免過高的遵從成本對產品質量升級產生不利影響。