地区质量声誉提升了农产品出口贸易稳定性吗？

高小龙, 董银果, 张琳琛

(1.华东理工大学 商学院,上海 200237; 2.山东理工大学 经济学院，山东 淄博 255000)

1 引言

2008年国际金融危机以来，以美国为首的发达国家多次对华发起反倾销、反补贴等贸易保护行为[1]。在农产品领域，发达国家以质量安全名义实施的技术性贸易措施和SPS措施更是成为阻碍中国农产品出口的主要因素之一[2]，其严重冲击着中国农产品出口贸易的稳定性。比如，陈勇兵等[3]发现中国农产品出口持续时间中位数只有2年，有58.55%农产品会在2年内退出出口市场；彭世广等[4]发现中国生鲜水果出口持续时间中位数仅为2年，有60.3%的贸易关系会在3年内消失。因此，如何顺应国际形势变化，提升中国农产品出口贸易稳定性，成了当前中国农产品出口贸易持续健康发展的关键。

当前针对中国农产品出口贸易稳定性的研究，学者们发现汇率波动[5]、自由贸易协定[6]、SPS措施[4]等诸多因素均会对中国农产品出口贸易稳定性产生显著影响，然而他们的研究大多是在供给层面探讨企业通过自身努力或外部环境优化来提高其产品的出口贸易稳定性，而很少有学者从需求层面出发，考察海外消费者的产品质量认知与农产品出口贸易稳定性的关系。事实上，海外消费者对农产品质量的认知会影响其购买意愿的形成，从而影响该产品的出口贸易，即如果海外消费者观测到中国出口农产品的质量信息达到自己的预期时，那么其会倾向于选择购买该产品，从而有利于中国农产品出口到海外市场。

但在实际交易中信息不对称问题经常存在，消费者很难观测到单个产品的质量信息，此时产品所属“群体”的质量声誉(即地区质量声誉)或可作为额外的产品质量信息来源[7]。现实中，这个“群体”质量声誉的分类标准往往是以地区-行业为主，比如国家产品质量声誉有“意大利皮鞋”“荷兰风车”等，地区产品质量声誉有“兰州拉面”“横店影视城”等[8]。这些“群体”质量声誉都是经过长期的生产积累和消费者的市场认可，所形成的一种无形价值。特别是对农产品来说，其容易受产地气候、土壤、水质等特殊地理因素影响，导致生产具有很强的地域性特征，而“群体”质量声誉恰好可以较好地反应农产品地域特色和产品品质，即为农产品的“地区质量声誉”，比如吐鲁番葡萄、烟台红富士苹果、西湖龙井、东北大米等。海外消费者可以通过农产品的地区质量声誉来识别单一产品的质量信息，从而确定自己的购买意愿。Chisik[9], Cagé和Rouzet[10]研究了国家质量声誉对出口的影响，发现一国的质量声誉过低会导致国内部分优质企业不能进入出口市场；叶迪和朱林可[11]研究了地区质量声誉对企业出口的影响，发现地区质量声誉会促进企业出口贸易与提高企业出口价格。因此通过提高农产品的地区质量声誉可以缓解信息不对称问题，进而提高海外消费者对中国农产品的需求，最终维持中国农产品的出口贸易稳定性。

基于以上认识，本文旨在通过实证分析探索地区质量声誉对中国农产品出口贸易稳定性的影响，从而为中国农产品特优区建设和地理品牌的塑造提供理论和实证依据，也为中国农产品供给侧改革提供现实证据。本文的边际贡献可能有以下三个方面：第一，在研究视角上，突破了传统的针对出口贸易稳定性的研究视角，尝试性地将地区质量声誉纳入研究范围，探讨其对中国农产品出口贸易稳定性的影响。第二，在理论基础分析中，将地区质量声誉这一因素纳入异质性企业模型，理论模型推导出地区质量声誉对农产品出口贸易的影响机制，并提出相关研究假设。第三，在研究方法上，由于理论设定和现实差距较大，导致难以量化声誉，因此已往研究都是以理论研究为主，而本文将声誉的研究由理论分析拓展到了实证分析，利用数据实证检验了地区质量声誉对中国农产品出口贸易稳定性的影响。

2 理论基础与研究假设

2.1 理论基础模型推导

本文在信息不对称条件下，对Melitz[12]的异质性企业模型进行拓展，将地区质量声誉引入了理论模型，从而考察其对农产品出口持续时间的影响，为后文实证研究提供理论基础。模型主要假设消费者和生产者之间存在信息不对称性，且一个生产者只能生产一种产品。

(1)需求。假设进口国消费者具有的CES效用函数

(1)

其中f为进口国，i为产品种类，σ为产品间的替代弹性(σ>1)，Ω为产品种类集合，qif为消费者消费产品i的数量。根据消费者效用最大化构建拉格朗日乘式，可以求出进口国f购买产品i的价格为

(2)

其中Ef代表进口国f的市场需求，Pf代表进口国f的整体价格指数。

(2)供给。本文假设出口国d的生产者满足科布道格拉斯生产函数，并在其中引入地区质量声誉γi。考虑到地区质量声誉会缓解生产者(企业)和消费者的信息不对称问题，使得消费者能够更了解产品的特性，从而节约生产企业广告宣传费用，降低其市场开拓成本[11,13]，最终会激励企业扩大产品的生产规模。综上，我们将生产函数设定为如下形式

(3)

其中d为出口国，Ai为外生生产率，Kid为资本投入，Lid为劳动投入，α和1-α分别是资本劳动的投入份额。根据生产者的利润最大化原则，构建(4)式

maxπid=pidYid-λdKid-ωdLid

(4)

联立(3)式和(4)式，并对其进行一阶偏导后，发现产品在出口国d的价格为

(5)

考虑到出口持续时间与国内外价格差距成正相关性[5]，本文主要利用i产品在进口国的价格和在出口国的价格之差间接表示其出口持续时间，具体形式如下所示

(6)

将(6)式对地区质量声誉γi求偏导，可以得出(7)式

(7)

综上，基于Melitz[12]的异质性企业理论模型，从供需角度出发，探讨地区质量声誉对农产品出口贸易出口持续时间的影响。地区质量声誉提升会缓解生产者(企业)和消费者的信息不对称问题，使得消费者能够更了解产品的特性，从而节约生产企业广告宣传费用，降低其市场开拓成本[11,13]，最终会激励企业扩大产品的生产规模。此后，通过进一步考虑产品在出口贸易中会存在关税、贸易壁垒等成本加成，以及货币汇率会影响产品在国内外的价格衡量，将上述因素纳入理论模型，并基于出口持续时间与国内外价格差距成正相关性这一前提，得出农产品出口持续时间与地区质量声誉之间存在正相关性。

此外，随着中国特色农业现代化道路的发展，地区质量声誉建设日益重要，并为农产品科技含量与附加值的提升注入了新的活力。亦或考虑到农产品自身的生产属性，农产品的加工与否会直接影响其存储、消费者需求偏好等特征，影响农产品在出口过程中的持续时间，最终影响地区质量声誉的作用发挥。同时，进一步考虑到国内不同区域的农业资源禀赋差异及出口目的国的收入水平、消费者需求偏好等差异，也可能会影响某类农产品在出口市场中的稳定性，并最终影响地区质量声誉作用的发挥。因此，本文提出以下假设：

假设1地区质量声誉提升有助于延长农产品出口持续时间，增强农产品出口贸易稳定性，但这种作用的发挥可能会存在明显的产品异质性和区域异质性。

2.2 声誉的成本节约效应机制

现实中，农产品质量特征具有隐蔽性，消费者很难真实完整了解农产品信息[14]。地区质量声誉作为一种优质产品的信息标识，将“行业质量”和“产地来源”联系到了一起，用农产品在行业-产地层面的差异间接衡量其在口感、质量等特性上的差异[15]，从而为消费者购买行为提供一种地方性的独特身份证明。具体地，一方面，对于出口企业而言，农产品所具有的良好地区质量声誉能够向进口商或消费者传达一种优质的产品质量信息，帮助出口企业在市场中开展品牌宣传，从而节约企业市场运营成本，方便企业开展出口贸易，进而间接增加企业经营利润，使得企业有更多资金可以选择技术研发活动[16]，增强产品市场竞争力，最终实现企业出口贸易发展的可持续性；另一方面，对于消费者而言，农产品地区质量声誉作为消费者进行购买决策的重要信息源，有助于提高消费者对单类别产品的购买意愿，提升了农产品市场交易效率，降低市场交易成本[17]，进而增强消费者对于该农产品的忠诚度，以形成稳定的市场消费群体，最终提高农产品出口贸易稳定性。因此，本文提出以下假设：

假设2地区质量声誉能够通过降低农产品企业市场开拓成本，从而提高其出口贸易稳定性。

2.3 声誉的企业集聚效应机制

良好的地区质量声誉能够为该区域内生产企业带来额外的经济利润，进而吸引更多的企业进入，形成产业集聚。而产业集聚具有高度集聚性的特征，会导致某一特定区域内存在大量的相互关联的农产品企业[18]。一方面，从市场份额的角度出发，企业大量聚集导致市场竞争程度的增加，企业为积极应对市场竞争程度，在与其它企业互动过程中必然会加强对外部知识的转化、吸收以及利用[19]，进而提升农产品出口质量以增加市场竞争力，抢占更多的市场份额，降低农产品企业出口风险，延长出口持续时间。另一方面，从要素成本角度出发，对于同一行业内部企业而言，因其在技术结构、投入产出结构及劳动力使用等方面近似度较高[20]，这会导致同一行业内企业在有限区域内的大规模集聚造成要素需求的骤增，进而导致要素成本的大幅度提升。随着要素成本的提高，企业生产成本必然增加，同样也会压缩企业利润空间及产品创新研发经费投入，降低企业研发成功的概率，抑制企业生产率的提高。而企业生产率降低又会削弱其产品在国际市场中的竞争力，不利于企业出口关系的可持续[12]。因此，本文提出以下假设：：

假设3地区质量声誉会通过企业集聚行为对农产品出口贸易稳定性形成正负两方面的影响。

3 研究设计

3.1 计量模型的构建

因为离散时间生存模型不需要等比例风险假定，控制不可观测的异质性方面更加便捷[21]，在分析贸易关系持续性时更加具有优势[1]。因此，本文采用Cloglog离散时间生存模型考察地区质量声誉对农产品出口贸易稳定性的影响。本文在离散时间风险模型中，假定以Ti表示农产品出口贸易关系的持续时间，hit表示贸易关系的离散时间风险率，指农产品出口贸易关系在给定的时间跨度(tk,tk+1)内中止的概率，k=1,2,,3…且t1=0，具体表达式设定为

hit=p(Ti

(8)

其中Xik为时间依存协变量，γk为基准风险函数。因此，风险率hit在不同的时间区间内存在差异，F(·)是分布函数，它对所有的i和k都有0≤k≤1。引入二元变量yik，如果贸易关系时间段i在第k年停止，取值为1，否则为0。假设共有n个贸易段，最大持续时间段为k，则离散时间模型的对数似然函数为

(9)

为了估计模型参数，通常假设风险率hit服从特定的分布形式，如果hit服从极值分布、正态分布和Logistic分布，对应的离散时间生存模型分别为Cloglog、Probit和Logit模型。而本文将采取Cloglog生存分析模型作为基准模型，具体的函数形式设定如下。

ln[hv(t,X)]=αt+βlnRR+λcontrols+FE+μ

(10)

其中hv(t,X)为农产品在t时期贸易关系出现失败的风险率；αt为随时间变化的基准风险参数；β为地区质量声誉lnRR对农产品出口贸易稳定性的影响，如果系数β<0，则说明地区质量声誉降低了农产品出口风险率，提高了出口贸易稳定性；反之，则降低了出口贸易稳定性。controls是一系列影响农产品出口贸易稳定性的地区经济特征的控制变量集合；λ为待估计的系数；μ表示误差项。此外，通过引入行业-城市-国家固定效应和时间固定效应以控制不可观测的异质性特征。

3.2 样本选择与数据来源

本文的产品贸易数据主要来自2000—2013年中国海关数据库，该数据库包括了所有HS8位编码上的进出口数据，包括金额、数量、原产国(进口)/目的国(出口)、企业名称、企业类型和贸易方式等。本文涉及的处理过程如下：第1步，将海关数据库由月度加总到年度层面，删除掉样本中信息缺失样本，即缺失企业名称、出口目的国名称、产品名称的样本数据；再根据联合国网站的编码转换表，将行业编码统一到HS2012版，同时剔除进口贸易的样本，仅保留出口贸易的数据样本。第2步，鉴于本文分析的农产品是指海关协调编码制度前24章，即HS01～HS24，因此去掉HS8分位编码大于等于25000000的产品样本，仅保留HS8分位编码小于等于24000000的产品样本。第3步，剔除掉单笔交易规模在50美元以下或数量单位小于1的样本，并针对同一产品编码下某些产品可能具有多种数量计数单位这种情况，为了保证价格可比性，仅保留同一产品编码下计数单位最多的样本量。第4步，按照产品—年份—目的国—地级市4个维度筛选出企业数大于等于4的农产品出口贸易样本。

此外，由于本文研究的是企业在出口市场的生存问题，因此我们将2000—2013年农产品出口贸易数据进行左右删失处理。

3.3 变量说明

自变量：地区质量声誉是某一地区农产品的质量集合，是消费者的感知和认可。目前对于地区质量声誉的测度，主要关注的是工业品，而和工业品不同，农产品具有易腐烂、保鲜度要求度高、不宜贮存等特点，属于生物活性很强的快消品，这就决定了农产品在被消费者购买后必然会在短期内被食用。且农产品作为快消品，消费者会在短期内存在多次购买行为，进而导致在短期内消费数次后便会对购买农产品形成评价，从而影响后期的购买行为。因此本文并未考虑农产品出口质量对声誉形成的滞后效应。此外，为了避免内生性问题，本文在测算农产品地区质量声誉时还扣除了本企业自身的出口产品质量。基于此，本文利用当期本地区除去本企业外其它全部企业出口到同一目的国的HS8分位编码农产品的加权平均质量来衡量农产品“地区质量声誉”，具体为

(11)

其中权重βiect为地区e的产品i在出口市场c的份额，具体定义为地区e的农产品i在t年出口到目的国c的出口规模在同一年减去本地区e中农产品r出口到目的国c的出口总值中的占比，具体计算公式如(12)。而针对出口农产品质量quality的计算，本文主要采用Hallak和Sivadasan[22]事后推理的思路来测算农产品的出口质量。

(12)

控制变量：本文模型中选取的控制变量主要是来自2000—2013年《中国城市统计年鉴》和省级统计年鉴，具体包括以下变量：lngdp为当地经济发展水平，用地区生产总值衡量。lnsave为第一产业占比，衡量的是该地区对农业的重视程度。lnfdi为外商直接投资水平，用该地区外商直接投资的企业数目来衡量，用来控制外来资本或技术变化对贸易行为存在的可能影响。lnpeople为城市人口数量，用来控制本地区市场需求的影响。lnscience为科研投入水平，用来控制外生技术进步对企业生产效率的影响，用科研经费投入来衡量。lninternet为互联网发展水平，用来控制各地区互联网普及程度，用地区互联网上网人数来衡量。lntravell为地区货物运输总量，用来控制交通运输便利性对农产品出口贸易的影响。lnsale为地区批发零售总额，用来控制当地消费市场的活跃度，其值越大，说明该市场消费越活跃。

4 实证结果分析

4.1 基准回归结果

为了防止变量多重共线性对回归结果造成影响以及防止随时间变化而变化的不可观测因素对回归结果造成影响，所以本文将核心解释变量和控制变量分别引入，并将行业-城市-国家固定效应和年度固定效性引入回归模型，具体回归结果参见表1。其中列(1)和列(2)是未引入固定效应的回归结果，均表明地区质量声誉对农产品出口贸易稳定性存在显著促进作用。列(3)和列(4)是加入固定效应的回归结果，而列(4)是本文的基准回归结果，结果均表明在排除随时间变化而变化的不可观测因素影响后，地区质量声誉对农产品出口贸易稳定性依旧存在显著促进作用，这证明了本文提出的假设1是合理的。

表1 地区质量声誉对农产品出口贸易稳定性的影响

4.2 稳健性检验

为了验证本文的一系列结论是否可靠，本文从以下几个方面进行稳健性检验：(1)参照叶迪和朱林可[11]的方法，改变同一行业内的最小企业数目来考察基准回归结果的稳健性。具体地，将所有行业按照内部企业数目划分为企业数大于3、企业数大于6和企业数大于9的三组分样本。(2)考虑到回归方法的不同可能也会影响本文的基准回归结果，因此本节补充进行Logit回归和Probit回归。(3)针对生存分析中可能存在的内生性问题，本文采用地区质量声誉的滞后一期和滞后二期值为工具变量，并借鉴包群等[23]关于离散时间生存模型内生性处理的两步估计法来处理内生性问题。当然，为保证工具变量的有效性，本文也根据Kleibergen和Paap[24]的研究对选择的工具变量进行了弱相关性检验、弱工具变量检验、排他性检验等，检验结果均显示本文选取的工具变量是有效的。上述稳健性检验结果均表明地区质量声誉对中国农产品出口贸易稳定性存在显著提升作用。

4.3 异质性检验

首先，产品异质性分析。一方面，参考庞德良和郑琼洁[25]的方法，将农产品按照《国际贸易标准分类》(SITC Rev.3)分为农林牧渔初级产品(共32种)和基于农业资源的制成品(共39种)。由表2的列(1)和列(2)结果可知地区质量声誉对两类农产品的出口贸易稳定性均存在显著促进作用，但对基于农业资源的制成品的促进作用大于农林牧渔初级产品。这主要是因为经营农林牧渔初级产品的企业往往规模小于经营基于农业资源的制成品企业，而规模小意味着地区质量声誉低[26]，进而农林牧渔初级产品的地区质量声誉强度要弱于基于农业资源的制成品，因此地区质量声誉对农林牧渔初级产品的出口贸易稳定性的提升作用小于基于农业资源的制成品。另一方面，参考Regmi等[27]的做法，将农产品按照HS四分位编码分为高附加值农产品和中低附加值农产品，其中高附加值农产品包含园艺产品和加工产品，而中低附加值农产品包含半加工产品和传统大宗产品。由列(3)和列(4)结果可知地区质量声誉对高附加值农产品和中低附加值农产品的出口贸易稳定性同样均存在显著的促进作用，但对高附加值农产品的促进作用小于中低附加值农产品，这主要是因为与中低附加值农产品相比，高附加值农产品技术含量更高，在国际市场中的竞争力会更强，从而其更有能力维持自身出口贸易的稳定性，进而导致地区质量声誉对高附加值农产品的出口贸易稳定性的边际效用低于中低附加值农产品。

表2 产品异质性检验结果

其次，地区异质性分析。一方面，本节按照东中西三大区域，针对农产品分布区域异质性进行检验。由表3的列(1)～列(3)结果可知地区质量声誉对东中西三个地区的农产品出口贸易稳定性均存在显著的提升作用，但作用力的大小却存在差异，表现为：东部<中部<西部。这主要是因为东中西部地区本身农业整体发展水平存在显著差异，呈现阶梯式分布，东部最高，中部次之，西部最低[28]，这导致东部地区农产品的质量声誉高于中部地区，而中部地区又高于西部地区，从而西部地区农产品的质量声誉最差，因此其从农产品地区质量声誉提升中获得的边际效益最大；而东部地区农产品质量声誉最好，其早已从地区质量声誉的推进中获益，因此进一步推进东部地区农产品质量声誉对其出口贸易稳定性的相对作用有限；以此类推，中部地区农产品质量声誉对其出口贸易稳定性的提升作用应该位于东部和西部地区之间。另一方面，本节进一步划分发达国家和非发达国家，针对农产品出口目的国异质性进行检验。具体地，将农产品出口目的国按照国际货币基金组织的分类标准分为发达国家和非发达国家两组样本。由列(4)和列(5)可知地区质量声誉对农产品出口到发达国家和非发达国家的贸易稳定性均存在显著的促进作用，但对出口到发达国家的贸易稳定性的促进作用小于出口到非发达国家。这主要是因为与发达国家相比，非发达国家人均收入水平较低，其对农产品消费选择能力较弱，其更追求产品的性价比，且农产品地区质量声誉越好，往往意味着其性价比越高，进而导致地区质量声誉对农产品出口非发达国家的贸易稳定性提升作用更大。

表3 地区异质性检验结果

5 作用机制检验分析

前文分析中，我们从理论上提出了地区质量声誉影响农产品出口贸易稳定性的作用机制(假设2和假设3)。本节接下来将利用中介效应模型检验理论分析的合理性，具体设定模型(13)～(16)。

lnp=αt+βlnRR+λcontrols+FE+μ

(13)

ln[hv(t,X)]=αt+βlnRR+χlnp+

λcontrols+FE+μ

(14)

lnnumber=αt+βlnRR+λcontrols+FE+μ

(15)

ln[hv(t,X)]=αt+βlnRR+χlnnumber+

λcontrols+FE+μ

(16)

其中模型(13)和模型(14)检验的是研究假设2的合理性，而模型(15)和模型(16)检验的是研究假设3的合理性。模型(13)中lnp表示“农产品市场开拓成本”的指标，囿于本文研究使用的海关数据库中并未披露与市场开拓成本相关的指标，同时考虑到成本往往与出口产品价格存在显著的正相关关系，因此我们选择利用农产品出口价格近似衡量农产品市场开拓成本。模型(15)中lnnumber表示“生产者集聚行为”，我们选择利用同一年度同一地区同一行业出口到同一目的国的企业数目衡量。表4为作用机制检验结果。其中列(1)的检验结果表明地区质量声誉降低了农产品出口价格，这近似说明地区质量声誉抑制了农产品市场开拓成本；列(2)的检验结果表明农产品出口价格的提高会缩短其出口持续时间，从而不利于维持其出口贸易稳定性。因此，综合列(1)和列(2)的结果可说明假设2是合理的。此外，列(3)的检验结果表明地区质量声誉促进了生产者集聚行为的发生；列(4)的检验结果表明生产者集聚行为会提高农产品出口贸易稳定性。

表4 作用机制检验结果

6 结论与政策建议

本文通过构建理论模型探讨了地区质量声誉对农产品出口贸易稳定性的影响，在此基础上，选取中国海关贸易数据库估计了农产品出口贸易的生存函数和风险函数，并通过离散时间风险模型实证检验了地区质量声誉与中国农产品出口贸易稳定性的关系，结论表明：(1)地区质量声誉会提高农产品出口贸易稳定性，且该结果经过一系列稳健性检验和内生性检验后依旧是可靠的。(2)产品异质性分析表明地区质量声誉对基于农业资源的制成品出口贸易稳定性的提升作用大于农林牧渔初级产品；对高附加值农产品出口贸易稳定性的提升作用小于中低附加值农产品。(3)将农产品所在地按照东、中、西三个区域划分，发现地区质量声誉对东中西三个地区的农产品出口贸易稳定性均存在显著的提升作用，但作用力的大小却存在差异，表现为：东部<中部<西部。进一步按照农产品出口目的国差异将样本划分发展中国家和发达国家分析，结果表明地区质量声誉对农产品出口到发达国家和非发达国家的贸易稳定性均存在显著的促进作用，但对出口到发达国家的贸易稳定性的促进作用小于出口到非发达国家。(4)影响机制检验结果表明地区质量声誉会通过成本节约效应和企业集聚效应两条途径来提高农产品出口贸易稳定性。

政策建议：(1)培育农产品地区质量声誉对提高其出口贸易稳定性至关重要。国家应该构建“政府主导、部门推进、企业主体、市场引导、行业促进、社会参与”的长效工作机制，将地区质量声誉的培育上升到政府行为，推动农产品行业从重“地标”个体或“区域共用品牌”个体转向重农产品特色产业。(2)立足农业资源禀赋，积极推动农产品加工业健康稳定发展。各级政府不仅要强化组织保障，大力推进产地初加工补助政策的落实力度，还要强化农业科技支撑，完成公共关键技术装备攻关工作，提升农业科技成果转化效率，提高农产品附加值。(3)注重中西部农产品的地区质量声誉培育及出口非发达国家农产品的地区质量声誉优势的发挥。各级政府要进一步深化落实西部大开发战略及中部崛起战略的实施工作，加大对农产品生产及出口的资金扶持力度，推动特色农业产业发展。(4)地方政府要努力地改善当地营商环境，降低企业质量信号释放成本，通过创造公开透明的市场交易环境，帮助消费者更快地实现对企业产品质量的认知，弱化较低的地区质量声誉带来的负面影响，吸引优质企业在本区域的集聚。