中国农食产品标准国际化能否提升出口产品质量？

一 引 言

近年来，中国农食产品出口受到了许多发达国家“卫生与植物卫生措施”(Sanitary and Phytosanitary Measures，以下简称SPS措施)等非关税措施的限制，屡因产品质量“不合格”而被通报、扣留或召回，致使国家和企业蒙受巨大的经济损失。国家质检总局《2011年和2012年国外技术性贸易措施对中国企业影响情况调查报告》显示，2011年农食产品出口企业因SPS措施造成的直接损失额为91.3亿美元，2012年农食产品出口企业因SPS措施造成的直接损失额为41.5亿美元(师华和徐佳蓉，2015)[1]。农食产品出口受阻，一方面受发达国家贸易保护主义措施的影响，但另一方面，中国自身农食产品生产技术水平低、标准落后导致的产品药物残留、添加剂超标等质量原因也是重要的影响因素(杨旭，2016)[2]。

为扭转农食产品出口因质量问题受阻这一现状，缩小与发达国家农食产品质量差距，中国不断加强农食产品标准体系建设以提高出口产品质量。在标准化发展的“十一五”规划中，农业和食品安全被列为标准化活动的重点领域，中国标准化战略鼓励采用国际标准(Wang et al.,2010)[3]。此外，《国家质量兴农战略规划(2018-2022年)》文件中也明确指出：要加快国内外标准全面接轨，在适宜地区全面转化推广国际先进标准，推动国内外销产品“同线同标同质”，加快推动中国农产品质量达到国际先进水平。中国采用国际标准的做法是，将国际或者国外先进标准纳入本国标准体系中，即制定本国标准时采用国际或国外先进标准。目前，中国农食产品领域主要采用来自国际化标准组织制定的ISO标准，同时根据采用国际标准的程度可进一步细分为等同采用(Identical，IDT)、修改采用(Modified，MOD)和非等效采用(Not Equivalent，NEQ)三种类型。截至2016年，中国农食产品国际标准数量为317条，约占标准总量的21%，其中等同采用、修改采用和非等效采用分别为167条、107条和43条。

一般而言，采纳国际标准会给企业带来很高的遵从成本。企业为了达到国际标准生产的要求，往往需要引进先进的设备、人员及管理经验以进行技术研发和工艺改进等(唐锋等，2018)[4]。那么，中国政府花费巨大的成本将农食产品标准与国际标准接轨，是否能够达到预期效果，即国际标准能否实质性提高企业出口产品质量？这是本文最为关心的问题。为此，本文利用2000-2013年中国农食产标准数据与企业-产品层面海关数据的匹配数据，实证检验中国农食产品标准“国际化”对企业出口产品质量的影响，并比较研究基于中国国情出发制定的国家标准和采纳国际组织制定的国际标准，哪类标准更能显著促进农食产品企业出口产品质量的提升。

接下来的结构安排为：第二部分为文献综述；第三部分为计量模型、核心变量以及数据的说明；第四部分为实证结果与稳健性检验；第五部分为异质性影响检验；最后是结论与启示。

二 文献综述

农食产品标准在国际食品供应链中的地位日益突出，是当前重要的研究领域。目前学术界在该领域的研究主要包含两方面：标准对贸易流量和对产品质量的影响研究。

(一)标准对贸易流量的影响

与关税等传统贸易壁垒对贸易的单向影响不同，农食产品标准对贸易的影响是双向的。一方面，标准可以作为一种价值符号，通过给消费者提供质量信息从而降低信息不对称，最终促进贸易，即“标准作为催化剂(Standards-as-Catalyst)”；另一方面，标准也可能会因为提高企业的遵从成本(Compliance Cost)而抑制贸易，即“标准作为壁垒(Standards-as-Barriers)”。因此，一直以来，许多实证文献都是试图为“标准作为催化剂”与“标准作为壁垒”的讨论提供更详细的佐证。一些研究表明，标准因遵从成本的负效应大于其质量信息的正效应而抑制了贸易。例如，Otsuki et al.(2001)[5]利用引力模型发现，欧盟对水果和坚果中最大允许污染的严格标准导致了非洲出口商的巨大出口损失。类似地，Wilson和Otsuki(2004)[6]研究了11个发达国家的杀虫剂残留标准对21个发展中国家香蕉出口贸易的抑制性影响；Gebrehiwet et al.(2007)[7]研究了发达国家黄曲霉素毒素标准对发展中国家落花生、谷类和水果、蔬菜、坚果类等食品出口的负向影响。一些学者利用中国样本的分析也得到了相同结论(Chen et al., 2008[8]; 鲍晓华，2011[9]；Wei et al., 2012[10]；王瑛和许可，2014[11])。然而，也有实证研究表明，农食产品标准的质量信息正效应可能会大于遵从成本的负效应，使得标准的净效应为正，最终促进出口(Mangelsdorf et al., 2012)[12]。

近年来，相关研究开始关注标准分类在贸易影响上的差异。如Wilson et al.(2003)[13]分析了药品残留标准对欧盟等国牛肉贸易的影响发现，将四环素抗生素的最高残留限量(MRL)降低1%，可使出口商的出口减少0.59%，但如果采用食品法典委员会(Codex Alimentarius Commision)制定的抗生素国际标准，牛肉贸易将增加32亿美元以上。Shepherd和Wilson(2013)[14]研究了欧盟推荐性标准中ISO标准和非ISO标准对农食产品的贸易效应，发现相较于ISO标准，非ISO标准对贸易的阻碍作用更强，对发展中国家初级产品出口的抑制作用更甚。

(二)标准对产品质量的影响

相对而言，学者们关于标准对产品质量影响的研究起步较晚。事实上，产品质量是决定出口成功与否及出口方向的关键(Amiti和Khandelwal, 2009)[15]。理论上来说，更多更严格的标准能够促进产品质量提升，从而帮助出口企业得到消费者的认可，进而促进出口。比如Olper et al.(2014)[16]利用欧盟食品行业进口数据，研究欧盟标准扩散与产品质量升级之间的关系表明，欧盟推荐性标准的扩散显著提高了进口质量升级速度，但不同类型标准对质量升级的影响存在差异。王学君等(2017)[17]关于中国食品安全标准对食品行业出口产品质量的影响研究表明，食品安全标准的提升显著促进了出口产品质量的提升，且进一步将标准细分为推荐性标准和强制性标准后发现，推荐性标准对出口产品质量的影响更显著。这篇论文在研究方法和使用数据等方面与本文最为相近，但研究视角不同，本文重点考察当前中国农食产品标准制定中提倡采纳国际标准策略的影响(1)此外，如后文数据说明部分所述，在标准数据和出口数据的匹配处理上，本文采用Mangelsdorf et al. (2012)[12]的分类方式，较之王学君等(2017)[17]的分类更为可靠。。董银果和黄俊闻(2018)[18]基于前沿距离模型检验日本的SPS措施对各国出口产品质量的影响，发现标准的提高促进了各国产品质量的升级。

上述文献表明标准提高会带来产品质量提升。但正如Eum et al.(2018)[19]所指出的，严格的标准会给企业带来更高的遵从成本，从而对企业产品质量的提升产生负面影响。其利用欧盟从159个贸易伙伴国进口的28个食品行业的分类数据，研究食品安全标准和关税对产品质量提升的影响表明，欧盟食品安全标准水平的提升不仅显著抑制了进口产品质量的提升速率，而且对产品质量的提升作用是非线性的，即与技术落后的农产品相比，位于技术前沿的农产品更可能实现质量升级。江东坡和姚清仿(2019)[20]使用2009-2016年欧盟生鲜水果进口细分数据，考察了欧盟农药最大残留限量(MPLs)标准对进口水果质量提升的影响也得出了一致结论。此外，Hu和Lin(2016)[21]在其研究中也指出，企业为了平衡标准带来的生产成本增加很可能会使用更廉价的原材料，最终导致产品质量下降。因此，从已有研究结论来看，标准的加强是提高了出口质量还是阻碍了出口质量，答案尚不明确，有待进一步实证检验。

总体上看，现有关于标准对产品质量效应的研究相对较少且结论不一致。更为重要的是，有关一国的标准国际化策略对出口产品质量的影响分析，在国内外文献中均少有涉及。因此，本文的主要贡献在于，一方面，进一步充实了标准的质量效应研究的实证文献；另一方面，回答了中国农食产品标准“国际化”能否提升企业出口产品质量这一现实问题，弥补现有文献在这一领域的研究不足。

三 计量模型、变量获取及数据处理

(一)计量模型

本文借鉴Olper et al.(2014)[16]的方法将基本计量模型设定如下：

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

(1)

式中，f、k、c、t分别代表企业、产品种类、出口目的国(或地区)、年份。被解释变量qualityfkct表示t年中国企业f向目的国(或地区)c出口的k类农食产品的质量水平；lnstd_ikt是指中国在t年对k类产品所实施的国际标准的严格程度，用国际标准数量的对数值表示；lnstd_dkt是指中国在t年对k类产品所实施的国家标准的严格程度，用国家标准数量的对数值表示； lncomkct表示t年将k类产品出口到c国(或地区)的企业数量的对数，用以衡量企业在出口市场上面临的竞争强度(2)本文将企业数量纳入模型(1)中，以控制企业在出口市场中面临的竞争强度对其生产的产品质量的影响。Kugler和Verhoogen(2012)[22]、Hallak和Sivadasan(2013)[23]指出, 对于异质性企业来说，在企业规模一定时，企业出口行为要么依靠产品生产率(质量)优势，要么依靠过程生产率(价格)优势。而竞争强度的加强，会迫使价格竞争型企业降低产品质量从而降低产品价格来保持市场竞争优势，但是会促使质量竞争优势企业不断进行技术创新以生产高端系列产品，从而增强自身产品的不可替代性(李秀芳和施炳展，2013)[24]。。δft和δc代表企业-年份固定效应和出口目的国固定效应，分别控制企业随时间变化的异质性特征和目的国特征，从而尽可能地避免因遗漏控制变量而导致估计结果有偏。

需要特别说明的是，李秀芳和施炳展(2013)[24]、高磊(2017)[25]等研究表明，进口国规模、进口国人均收入水平以及进口国地理距离等因素也会影响一国出口产品的质量，但本文已经通过企业-年份固定效应和目的国固定效应进行了较好地控制，因此不再将这些变量纳入基本模型中。

(二)关键变量的获取

1. 产品质量

早期的学者使用单位价值量法进行质量测算，即使用单位价值作为产品质量的代理变量。后来，这种质量测算方法的可靠性受到质疑。Piveteau和Smagghue(2013)[26]指出，单位价值不仅会反映产品质量信息，还会反映成本变动、市场竞争以及需求变化等因素。为此，更多学者使用事后推理法进行质量测算(Khandelwal et al., 2013[27]；施炳展，2013[28]；Piveteau和Smagghue, 2015[29])。这一方法的思路是，对于同一类别的产品，在价格相同的情况下，“理性的”消费者会选择质量更高的产品，也就意味着质量越高销量越高，因而可根据消费者的购买行为来反推产品质量。本文将事后推理法作为主要的质量测度方法，单位价值量法将在后续的稳健性检验部分进行介绍。

基于事后推理法的基本假说，将产品质量和价格纳入消费者的效用函数，并根据Khandelwal et al.(2013)[27]、施炳展(2013)[28]的研究，假设消费者在HS6分位产品的效用函数为：

Uct=U(C1ct,…，Cgct)

(2)

其中，U(·)是不变替代弹性的效用函数，Cgct是指t年c国对g产品的消费函数，Ωgct代表t年c国消费者可以购买到的g产品，σ>1，表示产品间的替代弹性，λfgct和qfgct分别表示t年c国消费的企业f生产的g产品的产品质量与数量。

消费者将其总支出Egct分配到不同产品的消费上以使其效用最大化，消费者需求函数如下：

(3)

方程中，p*表示产品价格，Pgct是消费价格指数，Egct代表使消费者效用最大化时花费在g产品上的总支出。对式(3)取对数得：

lnqfgct+σlnpfgct=δf+δct+εfgct

(4)

由于本文回归是在企业层面进行的，因此式(4)中δf为企业固定效应，用以控制企业资源、生产效率等企业异质性特征对产品质量的影响，δct是目的国与年份的交互固定效应，控制了目的国Pgct和Egct等因素对产品质量的影响。εfgct=(σ-1)lnλfgct，即为包含产品质量的残差项。由于本文研究对象是农食产品，这里σ的取值参照Olper和Raimondi(2009)[30]的研究设定为7。因此，得到质量定义式(5)：

(5)

计算出企业-产品-国家-年份层面的产品质量后，为了使产品质量可以跨期和跨产品种类比较，且可以在不同层面上加总质量，需要先将产品质量进行标准化：

(6)

其中，minqualityfgct和maxqualityfgct分别表示对于每一类HS6位产品，在企业-产品-国家-年份层面质量的最小值和最大值，式(6)中将产品质量进行标准化后使得r_qualityfgct这一标准化质量介于0-1之间。

由于本文将产品分为k类进行研究，加总产品质量得到：

(7)

其中，qualityfkct代表企业-产品种类-国家-年份层面的产品质量，valuefgct为企业-产品-国家-年份层面的出口额。

2. 标准变量

目前衡量农食产品标准严格程度的常用方法包括利用某种标准的具体参数或者是采用标准存量法(Inventory Approach)。前者指的是食品安全标准的具体技术要求，以农药最大残留水平(MRL)为例，残留限值水平越高则说明标准越宽松(Chen et al., 2008[8]；鲍晓华，2011[9]；Wei et al., 2012[10])。这种方法的主要缺陷在于只能研究具体某一种产品，而无法研究某一行业甚至全行业产品。第二种标准存量法，即根据有效标准数量的多少来表示标准的严格程度。对于这种方法的主要批评在于，该方法对于标准的度量存在“过于笼统”(Mixed Bag)问题。具体来讲，由于标准之间严格程度各有高低、标准类型也有所不同(3)比如说，有些标准直接影响产品质量，而有些标准针对的是产品测量和包装等问题。，这种存量法对所有现有标准给予同等的权重，因此无法区分不同标准的有效性和重要性(Swann et al., 1996)[31]。但是，这一方法因其简便易行而被广泛使用，如Mangelsdorf et al.(2012)[12]、 Olper et al.(2014)[16]、Shepherd和Wilson(2013)[14]、Swann et al.(1996)[31]等。因此，本文仍采纳标准存量法来度量模型(1)中标准指标。

(三)数据说明

1. 数据来源与处理

本研究的变量来自于以下两类数据：

第一类数据为2000-2013年中国海关总署企业-产品层面交易数据。该数据库详细记载了本研究所需要的出口企业交易信息，包括唯一的企业海关编码、出口年份、产品的8位HS编码、出口数量、价值、计价单位以及出口目的地。通过这一数据库即可计算出口产品质量。

表1 HS1992海关编码与国际标准分类号(ICS)对应表

第二类数据来自于国家标准化管理委员会(SAC)的全国标准信息公共服务平台。该数据库提供了有关标准的生效日期、废止日期、版本更新以及是否采用国际标准等信息。每个标准都是根据国际标准分类号(ICS)进行分类，这使得标准与贸易数据能够进行匹配。其中，本文研究的是“食品技术”，其对应的ICS分类号为第67类。

最后将上述两类数据库根据HS编码与ICS编码进行匹配。由于HS6位码分类较细，难以与ICS直接对应，因此本文借鉴Mangelsdorf et al.(2012)[12]的方法，在海关数据库中仅保留肉类(HS02)、水产品鱼类(HS03)、蔬菜(HS07)、谷物(HS10)、乳及乳制品(HS0401和HS0402)、茶叶(HS0902)和糖类(HS1701和HS1702)这七类产品，最终将上述两个数据库合并。具体见表1。

2. 变量描述性统计

本文最终得到2000-2013年16954个企业出口到199个国家或地区的170种产品数据。经计算，这些样本数据出口额占中国农食产品出口额总量的44.51%，这与Mangelsdorf et al.(2012)[12]的数据处理结果大致相同。因此，可以认为该样本具有较好的代表性。变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量的描述性统计

注：表中前四行样本量与后五行样本量不同，这是因为本文计算出标准化产品质量后，只保留了本文所研究的七类产品，计算出产品质量后按照七类产品对产品质量进行了加总。

四 实证结果与分析

(一)基本回归分析

在检验国际标准效应前，本文先检验农食产品标准对出口产品质量的总效应。列(1)-列(4)是逐步加入各项固定效应后的回归结果。可以看出，总体而言，在逐步控制了不同类型的固定效应后，虽然农食产品标准的系数在逐渐减小，但都在1%的水平上显著，与中国企业出口产品质量正相关。换言之，中国农食产品标准数量越多，即标准越严格，越能促进出口企业的产品质量升级。

表3 农食产品标准对出口产品质量影响的基本回归结果

注：***、**、* 分别表示在 1% 、5% 、10% 水平上显著，下表同。FE代表固定效应，下表同。

基于如上农食产品标准总效应为正的实证，下面着重分析国际标准与国内标准相比，哪一类标准能更好地促进出口产品质量提高。列(5)回归结果显示，国际标准对出口产品质量的影响显著为负，在国际标准数量提升10个百分点后，出口产品质量会下降0.015个百分点。相反，国家标准对出口产品质量具有显著的促进作用，国家标准数量上升10个百分点后，出口产品质量能够提升0.01个百分点。对于国际标准显著为负的回归结果，可能的解释是，国际标准会导致高额的遵从成本，因而出口企业存在使用廉价原材料以平衡遵从成本的动机。具体而言，农食产品的国际标准大多是由发达国家主导制定的，发达国家的标准水平一般高于中国已有标准，中国将国际标准纳入自身食品安全标准体系后，企业为了符合国际标准的生产要求，将会面临更高的遵从成本。另外，lncomkct的系数显著为负，说明中国农食企业依然没有实现从追求“量”到追求“质”的成功转型，仍主要以低价作为国际竞争优势。因此，这些企业为了维持其在国际市场上的竞争优势，很可能会通过采用更加廉价的原材料来平衡增加的生产成本，最终使得出口产品质量降低。相对地，国家标准显著为正说明，国家标准是依据本国国情制定的，能较好适应目前企业的整体技术发展水平，企业不需要对现有的生产流程进行大幅改造，而只需微调，从而能较快地适应新的生产环境。

从回归结果来看，国家推进标准“国际化”并未显著地促进出口企业产品质量的提升。唐锋等(2018)[4]关于中国农食产品标准对贸易影响的研究中也表明，中国采纳由发达国家主导的国际标准对农食产品贸易二元边际产生了负效应，而国家标准对二元边际都产生了显著的正效应。本文的研究结论与其相一致。

(二)稳健性检验

上述结论是否稳健有待于进一步的实证检验，本文将通过不同产品质量度量方法和不同样本处理方法两方面来进行回归分析。

1.不同产品质量指标

这里，采用其他的两个产品质量指标：一是直接使用产品单位价格(Unit Price)作为产品质量的代理变量；二是参照韩会朝和徐康宁(2014)[32]的计算方法，构建相对产品质量指标，即将某一类产品的市场平均价值作为平均产品质量指标，用一种产品的实际价值除以这类产品的平均价值得出的相对数值来衡量产品质量。其计算公式如下：

Qfkct=UVfkct/avg(UVkt)

(8)

其中，UVfkct是指t年企业f出口到c国的k类产品的单位价值，avg(UVkt)是指t年不同企业生产的k类产品出口到不同目的国的平均价值，用该产品的出口总额比出口总量计算而得。

利用不同质量指标的稳健性检验依次见表4列(1)-列(4)。列(1)、列(3)表明，在控制时间固定效应、目的国固定效应以及企业-时间固定效应的条件下，中国农食产品标准与不同方式度量的出口企业产品质量均在1%的显著性水平上正相关。列(2)、列(4)再一次证实国际标准并没有有效促进出口产品质量的提升，反而对其产生了抑制效应，而国家标准显著促进了出口产品质量的提升。

表4 不同质量测度方法及不同样本处理方式的的稳健性检验

2. 不同样本处理方式

为了防止企业的不断进入、退出造成的样本选择问题，本文将选取在2000-2013年连续出口的企业样本进行检验。经过统计，本文样本中共有16954家企业，但在2000-2013年中连续出口的企业仅有72家，这些连续出口企业的总贸易额占总样本贸易额约25.4%。

稳健性检验结果见表4列(5)和列(6)。列(5)表明，农食产品标准的总效应与基本回归结果基本保持一致，系数依然为正，但是并不显著。列(6)中，国家标准系数为负但并不显著。这可能是因为，能够进行连续出口的企业意味着其生产效率和产品质量已经达到了较高水平，国家标准的规制水平相对来说不是很高，因而并不能很好地促进这部分企业质量升级。国际标准系数依旧显著为负，代表中国高效率和高品质的农食产品企业在国际市场上依然是以低价优势取胜，无法克服国际标准带来的过高遵从成本对其产品质量升级造成的不利影响。

五 异质性影响的检验

(一)分国际标准采纳程度的估计结果

如前所述，中国采纳国际标准的程度可以分为等同采用(IDT)、修改采用(MOD)和非等效采用(NEQ)。其中，等同采用是指不改变国际标准的技术内容，而只是对标准进行一些编辑性修改(4)编辑性修改是指纠正排版或印刷错误、改变标点符号、增加不改变技术内容的说明和指示等。；修改采用指允许国家标准和国际标准存在一些技术性差异，并对这些差异做出明确标注和解释；非等效采用是指国家标准与国际标准在技术上有重大差异(5)比如说，有些国家标准在采用国际标准时只是保留了国际标准中少量或者不重要条款，而在其他方面并没有采用国际标准的内容。。这三种国际标准采用方式对国际标准的采纳程度是依次降低的。

表5 不同国际标准采纳程度对产品质量的影响差异

本文按国际标准采纳程度细分后的回归结果如表5所示。从回归结果中可以看出，在列(1)中控制了年份固定效应、目的国固定效应以及企业-年份固定效应后，国家标准对出口企业产品质量效应显著为正。等同采用、修改采用对国际标准的采纳程度较高，其对产品质量产生了显著的负效应；而非等效采用对国际标准采纳程度最低，其对产品质量影响虽然为负但并不显著。列(2)加入企业竞争强度lncomkct这一控制变量后，结果依旧如此。由此说明，完全照搬国际标准并不能很好地促进我国农食出口企业产品质量升级。

(二)分产品种类的估计结果

下文将产品分类进行回归，从而可以更加细致地了解细分标准对不同种类产品质量的影响。为了避免国际标准和国家标准因与高维度固定效应的完全共线性而被彻底删除，回归模型中将不再控制企业-时间固定效应。

表6是7类产品组的估计结果。总的来说，国家标准对大部分产品质量是正向效应，只有谷物类产品回归系数为负但并不显著。肉类、鱼类、谷物以及茶叶四类产品的国际标准变量由于与固定效应虚拟变量存在多重共线性而被删除，从国际标准对其余各类产品质量的影响来看，与基本回归分析结果基本一致，国际标准并未表现出对出口企业产品质量的促进作用。需要特别指出的是，一直以来，水产品和蔬菜都是中国重要的农食出口产品，这从本文的样本数据中也可以得到证实，蔬菜、鱼类产品出口企业分别占据了样本量的56.0%和26.9%，达到了总样本的82.9%。从回归结果中可以看出，国际标准对蔬菜类产品质量的影响为负但并不显著；国家标准则显著促进了这类产品的质量提升。此外，lncomkct的系数显著为正表明，蔬菜类产品出口企业基本从价格竞争型转变为质量竞争型，这对于中国农食产品出口不失为一个利好消息。此外，对于鱼类产品，国家标准显著促进了该类产品质量的提升，国际标准由于共线性而被删除。说明目前该类产品出口企业依然属于价格竞争型企业，这一出口模式有待进一步改善。

表6 农食产品标准对不同种类出口产品质量的影响

注：表中“-”表示因国际标准变量与固定效应虚拟变量的多重共线性而被删除，这一问题在Mangelsdorf et al.(2012)[12]分产品种类的回归分析中同样出现过。可能的原因是列(1)、 (2)、 (4)和(6)中国际标准数量少且各年间基本恒定。

(三)分出口目的国的估计结果

为了验证农食产品标准对出口到不同目的国产品质量提升作用的差异性，本文根据WDI(世界发展指标)数据库，将出口目的国分为高收入(H)、中高收入(HM)、中低收入(LM)和低收入(L)这四类样本。

表7为不同样本的回归结果。首先，无论是高收入国家还是低收入国家，农食产品标准的总效应均是促进出口产品质量提升，这也进一步表明，农食产品标准对出口产品质量的提升作用是稳健的。其次，标准对出口到发达国家(H、HM)产品质量的促进作用较发展中国家(LM、L)而言相对较低。同时也可以发现，出口到高收入和中高收入国家的企业属于价格竞争型企业；而出口到中低收入(LM)和低收入(L)国家的企业属于质量竞争型企业。导致上述现象可能的原因是，发达国家的收入水平普遍较高，因而对产品质量的要求也更高，世界顶尖企业出口的产品都销往这些国家，相比之下，中国出口企业竞争力处于相对弱势地位，因而只能出口质次价廉的产品；相反的，收入水平较低的发展中国家其对产品质量的要求相对较低，从而中国出口企业面临来自世界一流企业的竞争压力较小，中国企业产品质量相对处于比较高的水平，因而企业出口产品质量较高(李秀芳和施炳展，2013)[24]。因此，中国农食产品标准的提升，对出口到收入水平较低国家的企业产品质量的提升作用反而更大。最后，国际标准的回归结果均显著为负，国家标准的回归结果只有列(4)为负且不显著，其余均为正数，与基本回归仍保持较好地一致性。

表7 农食产品标准对不同目的国出口产品质量的影响

六 结论及政策建议

本文利用2000-2013年中国农食产品标准数据与企业-产品层面海关数据的匹配数据，实证考察了中国农食产品标准对企业出口产品质量的影响，并重点检验了农食产品标准“国际化”如何影响企业出口产品质量。

实证结果表明：总体上说，农食产品标准的加强显著促进了中国出口产品质量，但利用细分标准的研究发现，国家标准对出口产品质量具有显著的促进作用，而国际标准却抑制了出口产品质量的提升。以上结论在不同质量测度方法和不同样本处理方式的稳健性检验中依然成立。进一步地，在异质性检验部分，首先，为了对中国农食产品标准“国际化”进行更有针对性的研究，本文根据国际标准采纳程度细分国际标准并将其与产品质量回归。结果表明，国家标准对企业出口产品质量的影响依旧显著为正；而在国际标准方面，等同采用、修改采用这两种对国际标准采纳程度较高的标准对中国出口产品质量的影响显著为负，非等效采用对国际标准采纳程度最低，其对产品质量影响虽然为负但并不显著。其次，分产品种类进行回归。这部分回归得到了与基本回归相一致的结论，即国家标准普遍对各类出口产品质量有提升作用，但国际标准却对各类产品质量产生了抑制作用。最后，根据目的国发达程度进行分类回归。农食产品标准的加强对出口到各类经济体的产品质量都有显著的促进作用，但是对出口到低收入国家产品质量比出口到高收入国家产品质量的促进作用更明显，进一步地，将标准细分为国家标准和国际标准后回归结果与基本回归相一致。

基于以上结论的政策建议为：中国应该继续加强自身农食产品标准体系建设，提高农食产品技术标准和产品质量检测标准，以尽可能减少各进口国尤其是发达国家标准规制措施带来的贸易损失。国际标准之所以没有像预期那样有效促进中国农食产品质量提升，可能是因为直接采纳国际标准进行生产并不适合本国国情。由于目前中国的大部分农食产品出口企业仍属于价格竞争型企业，科技水平还远远落后于发达国家，采纳国际标准可能会造成企业生产的不适，最后反而得不偿失。因此，中国农食产品“国际化”标准的制定，一方面，应该将国际标准与农食行业实际发展情况相结合，制定适合中国国情的国际标准，而不是直接照搬由发达国家主导制定的国际标准。另一方面，应该化被动为主动，积极参与国际食品法典委员会、《国际植保公约》等机制下的涉农国际标准规则的制定和运用，提高发展中国家在国际贸易中的话语权，制定符合本国国情的国际标准，从而避免过高的遵从成本对产品质量升级产生不利影响。