地區質量聲譽提升了農產品出口貿易穩定性嗎？

高小龍, 董銀果, 張琳琛

(1.華東理工大學 商學院,上海 200237; 2.山東理工大學 經濟學院，山東 淄博 255000)

1 引言

2008年國際金融危機以來，以美國為首的發達國家多次對華發起反傾銷、反補貼等貿易保護行為[1]。在農產品領域，發達國家以質量安全名義實施的技術性貿易措施和SPS措施更是成為阻礙中國農產品出口的主要因素之一[2]，其嚴重沖擊著中國農產品出口貿易的穩定性。比如，陳勇兵等[3]發現中國農產品出口持續時間中位數只有2年，有58.55%農產品會在2年內退出出口市場；彭世廣等[4]發現中國生鮮水果出口持續時間中位數僅為2年，有60.3%的貿易關系會在3年內消失。因此，如何順應國際形勢變化，提升中國農產品出口貿易穩定性，成了當前中國農產品出口貿易持續健康發展的關鍵。

當前針對中國農產品出口貿易穩定性的研究，學者們發現匯率波動[5]、自由貿易協定[6]、SPS措施[4]等諸多因素均會對中國農產品出口貿易穩定性產生顯著影響，然而他們的研究大多是在供給層面探討企業通過自身努力或外部環境優化來提高其產品的出口貿易穩定性，而很少有學者從需求層面出發，考察海外消費者的產品質量認知與農產品出口貿易穩定性的關系。事實上，海外消費者對農產品質量的認知會影響其購買意愿的形成，從而影響該產品的出口貿易，即如果海外消費者觀測到中國出口農產品的質量信息達到自己的預期時，那么其會傾向于選擇購買該產品，從而有利于中國農產品出口到海外市場。

但在實際交易中信息不對稱問題經常存在，消費者很難觀測到單個產品的質量信息，此時產品所屬“群體”的質量聲譽(即地區質量聲譽)或可作為額外的產品質量信息來源[7]。現實中，這個“群體”質量聲譽的分類標準往往是以地區-行業為主，比如國家產品質量聲譽有“意大利皮鞋”“荷蘭風車”等，地區產品質量聲譽有“蘭州拉面”“橫店影視城”等[8]。這些“群體”質量聲譽都是經過長期的生產積累和消費者的市場認可，所形成的一種無形價值。特別是對農產品來說，其容易受產地氣候、土壤、水質等特殊地理因素影響，導致生產具有很強的地域性特征，而“群體”質量聲譽恰好可以較好地反應農產品地域特色和產品品質，即為農產品的“地區質量聲譽”，比如吐魯番葡萄、煙臺紅富士蘋果、西湖龍井、東北大米等。海外消費者可以通過農產品的地區質量聲譽來識別單一產品的質量信息，從而確定自己的購買意愿。Chisik[9], Cagé和Rouzet[10]研究了國家質量聲譽對出口的影響，發現一國的質量聲譽過低會導致國內部分優質企業不能進入出口市場；葉迪和朱林可[11]研究了地區質量聲譽對企業出口的影響，發現地區質量聲譽會促進企業出口貿易與提高企業出口價格。因此通過提高農產品的地區質量聲譽可以緩解信息不對稱問題，進而提高海外消費者對中國農產品的需求，最終維持中國農產品的出口貿易穩定性。

基于以上認識，本文旨在通過實證分析探索地區質量聲譽對中國農產品出口貿易穩定性的影響，從而為中國農產品特優區建設和地理品牌的塑造提供理論和實證依據，也為中國農產品供給側改革提供現實證據。本文的邊際貢獻可能有以下三個方面：第一，在研究視角上，突破了傳統的針對出口貿易穩定性的研究視角，嘗試性地將地區質量聲譽納入研究范圍，探討其對中國農產品出口貿易穩定性的影響。第二，在理論基礎分析中，將地區質量聲譽這一因素納入異質性企業模型，理論模型推導出地區質量聲譽對農產品出口貿易的影響機制，并提出相關研究假設。第三，在研究方法上，由于理論設定和現實差距較大，導致難以量化聲譽，因此已往研究都是以理論研究為主，而本文將聲譽的研究由理論分析拓展到了實證分析，利用數據實證檢驗了地區質量聲譽對中國農產品出口貿易穩定性的影響。

2 理論基礎與研究假設

2.1 理論基礎模型推導

本文在信息不對稱條件下，對Melitz[12]的異質性企業模型進行拓展，將地區質量聲譽引入了理論模型，從而考察其對農產品出口持續時間的影響，為后文實證研究提供理論基礎。模型主要假設消費者和生產者之間存在信息不對稱性，且一個生產者只能生產一種產品。

(1)需求。假設進口國消費者具有的CES效用函數

(1)

其中f為進口國，i為產品種類，σ為產品間的替代彈性(σ>1)，Ω為產品種類集合，qif為消費者消費產品i的數量。根據消費者效用最大化構建拉格朗日乘式，可以求出進口國f購買產品i的價格為

(2)

其中Ef代表進口國f的市場需求，Pf代表進口國f的整體價格指數。

(2)供給。本文假設出口國d的生產者滿足科布道格拉斯生產函數，并在其中引入地區質量聲譽γi?？紤]到地區質量聲譽會緩解生產者(企業)和消費者的信息不對稱問題，使得消費者能夠更了解產品的特性，從而節約生產企業廣告宣傳費用，降低其市場開拓成本[11,13]，最終會激勵企業擴大產品的生產規模。綜上，我們將生產函數設定為如下形式

(3)

其中d為出口國，Ai為外生生產率，Kid為資本投入，Lid為勞動投入，α和1-α分別是資本勞動的投入份額。根據生產者的利潤最大化原則，構建(4)式

maxπid=pidYid-λdKid-ωdLid

(4)

聯立(3)式和(4)式，并對其進行一階偏導后，發現產品在出口國d的價格為

(5)

考慮到出口持續時間與國內外價格差距成正相關性[5]，本文主要利用i產品在進口國的價格和在出口國的價格之差間接表示其出口持續時間，具體形式如下所示

(6)

將(6)式對地區質量聲譽γi求偏導，可以得出(7)式

(7)

綜上，基于Melitz[12]的異質性企業理論模型，從供需角度出發，探討地區質量聲譽對農產品出口貿易出口持續時間的影響。地區質量聲譽提升會緩解生產者(企業)和消費者的信息不對稱問題，使得消費者能夠更了解產品的特性，從而節約生產企業廣告宣傳費用，降低其市場開拓成本[11,13]，最終會激勵企業擴大產品的生產規模。此后，通過進一步考慮產品在出口貿易中會存在關稅、貿易壁壘等成本加成，以及貨幣匯率會影響產品在國內外的價格衡量，將上述因素納入理論模型，并基于出口持續時間與國內外價格差距成正相關性這一前提，得出農產品出口持續時間與地區質量聲譽之間存在正相關性。

此外，隨著中國特色農業現代化道路的發展，地區質量聲譽建設日益重要，并為農產品科技含量與附加值的提升注入了新的活力。亦或考慮到農產品自身的生產屬性，農產品的加工與否會直接影響其存儲、消費者需求偏好等特征，影響農產品在出口過程中的持續時間，最終影響地區質量聲譽的作用發揮。同時，進一步考慮到國內不同區域的農業資源稟賦差異及出口目的國的收入水平、消費者需求偏好等差異，也可能會影響某類農產品在出口市場中的穩定性，并最終影響地區質量聲譽作用的發揮。因此，本文提出以下假設：

假設1地區質量聲譽提升有助于延長農產品出口持續時間，增強農產品出口貿易穩定性，但這種作用的發揮可能會存在明顯的產品異質性和區域異質性。

2.2 聲譽的成本節約效應機制

現實中，農產品質量特征具有隱蔽性，消費者很難真實完整了解農產品信息[14]。地區質量聲譽作為一種優質產品的信息標識，將“行業質量”和“產地來源”聯系到了一起，用農產品在行業-產地層面的差異間接衡量其在口感、質量等特性上的差異[15]，從而為消費者購買行為提供一種地方性的獨特身份證明。具體地，一方面，對于出口企業而言，農產品所具有的良好地區質量聲譽能夠向進口商或消費者傳達一種優質的產品質量信息，幫助出口企業在市場中開展品牌宣傳，從而節約企業市場運營成本，方便企業開展出口貿易，進而間接增加企業經營利潤，使得企業有更多資金可以選擇技術研發活動[16]，增強產品市場競爭力，最終實現企業出口貿易發展的可持續性；另一方面，對于消費者而言，農產品地區質量聲譽作為消費者進行購買決策的重要信息源，有助于提高消費者對單類別產品的購買意愿，提升了農產品市場交易效率，降低市場交易成本[17]，進而增強消費者對于該農產品的忠誠度，以形成穩定的市場消費群體，最終提高農產品出口貿易穩定性。因此，本文提出以下假設：

假設2地區質量聲譽能夠通過降低農產品企業市場開拓成本，從而提高其出口貿易穩定性。

2.3 聲譽的企業集聚效應機制

良好的地區質量聲譽能夠為該區域內生產企業帶來額外的經濟利潤，進而吸引更多的企業進入，形成產業集聚。而產業集聚具有高度集聚性的特征，會導致某一特定區域內存在大量的相互關聯的農產品企業[18]。一方面，從市場份額的角度出發，企業大量聚集導致市場競爭程度的增加，企業為積極應對市場競爭程度，在與其它企業互動過程中必然會加強對外部知識的轉化、吸收以及利用[19]，進而提升農產品出口質量以增加市場競爭力，搶占更多的市場份額，降低農產品企業出口風險，延長出口持續時間。另一方面，從要素成本角度出發，對于同一行業內部企業而言，因其在技術結構、投入產出結構及勞動力使用等方面近似度較高[20]，這會導致同一行業內企業在有限區域內的大規模集聚造成要素需求的驟增，進而導致要素成本的大幅度提升。隨著要素成本的提高，企業生產成本必然增加，同樣也會壓縮企業利潤空間及產品創新研發經費投入，降低企業研發成功的概率，抑制企業生產率的提高。而企業生產率降低又會削弱其產品在國際市場中的競爭力，不利于企業出口關系的可持續[12]。因此，本文提出以下假設：：

假設3地區質量聲譽會通過企業集聚行為對農產品出口貿易穩定性形成正負兩方面的影響。

3 研究設計

3.1 計量模型的構建

因為離散時間生存模型不需要等比例風險假定，控制不可觀測的異質性方面更加便捷[21]，在分析貿易關系持續性時更加具有優勢[1]。因此，本文采用Cloglog離散時間生存模型考察地區質量聲譽對農產品出口貿易穩定性的影響。本文在離散時間風險模型中，假定以Ti表示農產品出口貿易關系的持續時間，hit表示貿易關系的離散時間風險率，指農產品出口貿易關系在給定的時間跨度(tk,tk+1)內中止的概率，k=1,2,,3…且t1=0，具體表達式設定為

hit=p(Ti

(8)

其中Xik為時間依存協變量，γk為基準風險函數。因此，風險率hit在不同的時間區間內存在差異，F(·)是分布函數，它對所有的i和k都有0≤k≤1。引入二元變量yik，如果貿易關系時間段i在第k年停止，取值為1，否則為0。假設共有n個貿易段，最大持續時間段為k，則離散時間模型的對數似然函數為

(9)

為了估計模型參數，通常假設風險率hit服從特定的分布形式，如果hit服從極值分布、正態分布和Logistic分布，對應的離散時間生存模型分別為Cloglog、Probit和Logit模型。而本文將采取Cloglog生存分析模型作為基準模型，具體的函數形式設定如下。

ln[hv(t,X)]=αt+βlnRR+λcontrols+FE+μ

(10)

其中hv(t,X)為農產品在t時期貿易關系出現失敗的風險率；αt為隨時間變化的基準風險參數；β為地區質量聲譽lnRR對農產品出口貿易穩定性的影響，如果系數β<0，則說明地區質量聲譽降低了農產品出口風險率，提高了出口貿易穩定性；反之，則降低了出口貿易穩定性。controls是一系列影響農產品出口貿易穩定性的地區經濟特征的控制變量集合；λ為待估計的系數；μ表示誤差項。此外，通過引入行業-城市-國家固定效應和時間固定效應以控制不可觀測的異質性特征。

3.2 樣本選擇與數據來源

本文的產品貿易數據主要來自2000—2013年中國海關數據庫，該數據庫包括了所有HS8位編碼上的進出口數據，包括金額、數量、原產國(進口)/目的國(出口)、企業名稱、企業類型和貿易方式等。本文涉及的處理過程如下：第1步，將海關數據庫由月度加總到年度層面，刪除掉樣本中信息缺失樣本，即缺失企業名稱、出口目的國名稱、產品名稱的樣本數據；再根據聯合國網站的編碼轉換表，將行業編碼統一到HS2012版，同時剔除進口貿易的樣本，僅保留出口貿易的數據樣本。第2步，鑒于本文分析的農產品是指海關協調編碼制度前24章，即HS01～HS24，因此去掉HS8分位編碼大于等于25000000的產品樣本，僅保留HS8分位編碼小于等于24000000的產品樣本。第3步，剔除掉單筆交易規模在50美元以下或數量單位小于1的樣本，并針對同一產品編碼下某些產品可能具有多種數量計數單位這種情況，為了保證價格可比性，僅保留同一產品編碼下計數單位最多的樣本量。第4步，按照產品—年份—目的國—地級市4個維度篩選出企業數大于等于4的農產品出口貿易樣本。

此外，由于本文研究的是企業在出口市場的生存問題，因此我們將2000—2013年農產品出口貿易數據進行左右刪失處理。

3.3 變量說明

自變量：地區質量聲譽是某一地區農產品的質量集合，是消費者的感知和認可。目前對于地區質量聲譽的測度，主要關注的是工業品，而和工業品不同，農產品具有易腐爛、保鮮度要求度高、不宜貯存等特點，屬于生物活性很強的快消品，這就決定了農產品在被消費者購買后必然會在短期內被食用。且農產品作為快消品，消費者會在短期內存在多次購買行為，進而導致在短期內消費數次后便會對購買農產品形成評價，從而影響后期的購買行為。因此本文并未考慮農產品出口質量對聲譽形成的滯后效應。此外，為了避免內生性問題，本文在測算農產品地區質量聲譽時還扣除了本企業自身的出口產品質量。基于此，本文利用當期本地區除去本企業外其它全部企業出口到同一目的國的HS8分位編碼農產品的加權平均質量來衡量農產品“地區質量聲譽”，具體為

(11)

其中權重βiect為地區e的產品i在出口市場c的份額，具體定義為地區e的農產品i在t年出口到目的國c的出口規模在同一年減去本地區e中農產品r出口到目的國c的出口總值中的占比，具體計算公式如(12)。而針對出口農產品質量quality的計算，本文主要采用Hallak和Sivadasan[22]事后推理的思路來測算農產品的出口質量。

(12)

控制變量：本文模型中選取的控制變量主要是來自2000—2013年《中國城市統計年鑒》和省級統計年鑒，具體包括以下變量：lngdp為當地經濟發展水平，用地區生產總值衡量。lnsave為第一產業占比，衡量的是該地區對農業的重視程度。lnfdi為外商直接投資水平，用該地區外商直接投資的企業數目來衡量，用來控制外來資本或技術變化對貿易行為存在的可能影響。lnpeople為城市人口數量，用來控制本地區市場需求的影響。lnscience為科研投入水平，用來控制外生技術進步對企業生產效率的影響，用科研經費投入來衡量。lninternet為互聯網發展水平，用來控制各地區互聯網普及程度，用地區互聯網上網人數來衡量。lntravell為地區貨物運輸總量，用來控制交通運輸便利性對農產品出口貿易的影響。lnsale為地區批發零售總額，用來控制當地消費市場的活躍度，其值越大，說明該市場消費越活躍。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸結果

為了防止變量多重共線性對回歸結果造成影響以及防止隨時間變化而變化的不可觀測因素對回歸結果造成影響，所以本文將核心解釋變量和控制變量分別引入，并將行業-城市-國家固定效應和年度固定效性引入回歸模型，具體回歸結果參見表1。其中列(1)和列(2)是未引入固定效應的回歸結果，均表明地區質量聲譽對農產品出口貿易穩定性存在顯著促進作用。列(3)和列(4)是加入固定效應的回歸結果，而列(4)是本文的基準回歸結果，結果均表明在排除隨時間變化而變化的不可觀測因素影響后，地區質量聲譽對農產品出口貿易穩定性依舊存在顯著促進作用，這證明了本文提出的假設1是合理的。

表1 地區質量聲譽對農產品出口貿易穩定性的影響

4.2 穩健性檢驗

為了驗證本文的一系列結論是否可靠，本文從以下幾個方面進行穩健性檢驗：(1)參照葉迪和朱林可[11]的方法，改變同一行業內的最小企業數目來考察基準回歸結果的穩健性。具體地，將所有行業按照內部企業數目劃分為企業數大于3、企業數大于6和企業數大于9的三組分樣本。(2)考慮到回歸方法的不同可能也會影響本文的基準回歸結果，因此本節補充進行Logit回歸和Probit回歸。(3)針對生存分析中可能存在的內生性問題，本文采用地區質量聲譽的滯后一期和滯后二期值為工具變量，并借鑒包群等[23]關于離散時間生存模型內生性處理的兩步估計法來處理內生性問題。當然，為保證工具變量的有效性，本文也根據Kleibergen和Paap[24]的研究對選擇的工具變量進行了弱相關性檢驗、弱工具變量檢驗、排他性檢驗等，檢驗結果均顯示本文選取的工具變量是有效的。上述穩健性檢驗結果均表明地區質量聲譽對中國農產品出口貿易穩定性存在顯著提升作用。

4.3 異質性檢驗

首先，產品異質性分析。一方面，參考龐德良和鄭瓊潔[25]的方法，將農產品按照《國際貿易標準分類》(SITC Rev.3)分為農林牧漁初級產品(共32種)和基于農業資源的制成品(共39種)。由表2的列(1)和列(2)結果可知地區質量聲譽對兩類農產品的出口貿易穩定性均存在顯著促進作用，但對基于農業資源的制成品的促進作用大于農林牧漁初級產品。這主要是因為經營農林牧漁初級產品的企業往往規模小于經營基于農業資源的制成品企業，而規模小意味著地區質量聲譽低[26]，進而農林牧漁初級產品的地區質量聲譽強度要弱于基于農業資源的制成品，因此地區質量聲譽對農林牧漁初級產品的出口貿易穩定性的提升作用小于基于農業資源的制成品。另一方面，參考Regmi等[27]的做法，將農產品按照HS四分位編碼分為高附加值農產品和中低附加值農產品，其中高附加值農產品包含園藝產品和加工產品，而中低附加值農產品包含半加工產品和傳統大宗產品。由列(3)和列(4)結果可知地區質量聲譽對高附加值農產品和中低附加值農產品的出口貿易穩定性同樣均存在顯著的促進作用，但對高附加值農產品的促進作用小于中低附加值農產品，這主要是因為與中低附加值農產品相比，高附加值農產品技術含量更高，在國際市場中的競爭力會更強，從而其更有能力維持自身出口貿易的穩定性，進而導致地區質量聲譽對高附加值農產品的出口貿易穩定性的邊際效用低于中低附加值農產品。

表2 產品異質性檢驗結果

其次，地區異質性分析。一方面，本節按照東中西三大區域，針對農產品分布區域異質性進行檢驗。由表3的列(1)～列(3)結果可知地區質量聲譽對東中西三個地區的農產品出口貿易穩定性均存在顯著的提升作用，但作用力的大小卻存在差異，表現為：東部<中部<西部。這主要是因為東中西部地區本身農業整體發展水平存在顯著差異，呈現階梯式分布，東部最高，中部次之，西部最低[28]，這導致東部地區農產品的質量聲譽高于中部地區，而中部地區又高于西部地區，從而西部地區農產品的質量聲譽最差，因此其從農產品地區質量聲譽提升中獲得的邊際效益最大；而東部地區農產品質量聲譽最好，其早已從地區質量聲譽的推進中獲益，因此進一步推進東部地區農產品質量聲譽對其出口貿易穩定性的相對作用有限；以此類推，中部地區農產品質量聲譽對其出口貿易穩定性的提升作用應該位于東部和西部地區之間。另一方面，本節進一步劃分發達國家和非發達國家，針對農產品出口目的國異質性進行檢驗。具體地，將農產品出口目的國按照國際貨幣基金組織的分類標準分為發達國家和非發達國家兩組樣本。由列(4)和列(5)可知地區質量聲譽對農產品出口到發達國家和非發達國家的貿易穩定性均存在顯著的促進作用，但對出口到發達國家的貿易穩定性的促進作用小于出口到非發達國家。這主要是因為與發達國家相比，非發達國家人均收入水平較低，其對農產品消費選擇能力較弱，其更追求產品的性價比，且農產品地區質量聲譽越好，往往意味著其性價比越高，進而導致地區質量聲譽對農產品出口非發達國家的貿易穩定性提升作用更大。

表3 地區異質性檢驗結果

5 作用機制檢驗分析

前文分析中，我們從理論上提出了地區質量聲譽影響農產品出口貿易穩定性的作用機制(假設2和假設3)。本節接下來將利用中介效應模型檢驗理論分析的合理性，具體設定模型(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)檢驗的是研究假設2的合理性，而模型(15)和模型(16)檢驗的是研究假設3的合理性。模型(13)中lnp表示“農產品市場開拓成本”的指標，囿于本文研究使用的海關數據庫中并未披露與市場開拓成本相關的指標，同時考慮到成本往往與出口產品價格存在顯著的正相關關系，因此我們選擇利用農產品出口價格近似衡量農產品市場開拓成本。模型(15)中lnnumber表示“生產者集聚行為”，我們選擇利用同一年度同一地區同一行業出口到同一目的國的企業數目衡量。表4為作用機制檢驗結果。其中列(1)的檢驗結果表明地區質量聲譽降低了農產品出口價格，這近似說明地區質量聲譽抑制了農產品市場開拓成本；列(2)的檢驗結果表明農產品出口價格的提高會縮短其出口持續時間，從而不利于維持其出口貿易穩定性。因此，綜合列(1)和列(2)的結果可說明假設2是合理的。此外，列(3)的檢驗結果表明地區質量聲譽促進了生產者集聚行為的發生；列(4)的檢驗結果表明生產者集聚行為會提高農產品出口貿易穩定性。

表4 作用機制檢驗結果

6 結論與政策建議

本文通過構建理論模型探討了地區質量聲譽對農產品出口貿易穩定性的影響，在此基礎上，選取中國海關貿易數據庫估計了農產品出口貿易的生存函數和風險函數，并通過離散時間風險模型實證檢驗了地區質量聲譽與中國農產品出口貿易穩定性的關系，結論表明：(1)地區質量聲譽會提高農產品出口貿易穩定性，且該結果經過一系列穩健性檢驗和內生性檢驗后依舊是可靠的。(2)產品異質性分析表明地區質量聲譽對基于農業資源的制成品出口貿易穩定性的提升作用大于農林牧漁初級產品；對高附加值農產品出口貿易穩定性的提升作用小于中低附加值農產品。(3)將農產品所在地按照東、中、西三個區域劃分，發現地區質量聲譽對東中西三個地區的農產品出口貿易穩定性均存在顯著的提升作用，但作用力的大小卻存在差異，表現為：東部<中部<西部。進一步按照農產品出口目的國差異將樣本劃分發展中國家和發達國家分析，結果表明地區質量聲譽對農產品出口到發達國家和非發達國家的貿易穩定性均存在顯著的促進作用，但對出口到發達國家的貿易穩定性的促進作用小于出口到非發達國家。(4)影響機制檢驗結果表明地區質量聲譽會通過成本節約效應和企業集聚效應兩條途徑來提高農產品出口貿易穩定性。

政策建議：(1)培育農產品地區質量聲譽對提高其出口貿易穩定性至關重要。國家應該構建“政府主導、部門推進、企業主體、市場引導、行業促進、社會參與”的長效工作機制，將地區質量聲譽的培育上升到政府行為，推動農產品行業從重“地標”個體或“區域共用品牌”個體轉向重農產品特色產業。(2)立足農業資源稟賦，積極推動農產品加工業健康穩定發展。各級政府不僅要強化組織保障，大力推進產地初加工補助政策的落實力度，還要強化農業科技支撐，完成公共關鍵技術裝備攻關工作，提升農業科技成果轉化效率，提高農產品附加值。(3)注重中西部農產品的地區質量聲譽培育及出口非發達國家農產品的地區質量聲譽優勢的發揮。各級政府要進一步深化落實西部大開發戰略及中部崛起戰略的實施工作，加大對農產品生產及出口的資金扶持力度，推動特色農業產業發展。(4)地方政府要努力地改善當地營商環境，降低企業質量信號釋放成本，通過創造公開透明的市場交易環境，幫助消費者更快地實現對企業產品質量的認知，弱化較低的地區質量聲譽帶來的負面影響，吸引優質企業在本區域的集聚。