《管理世界》( 月刊)2016年第11期量化宽松政策对于企业出口价格的影响研究*——基于微观数据的理论与实证研究□孙浦阳 张靖佳 高恺琳* 本文感谢国家社会科学基金项目（项目编号：12BJL049）和教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“外资政策自由化、产业动态演化及其竞争力研究”的支持。张靖佳为本文的通讯作者。摘要：本文将量化宽松政策的代际交叠模型与企业出口价格调整的微观模型相结合，诠释了国际性的量化宽松政策对于微观企业的出口行为的影响机制。在验证过程中，本文使用了较为典型的日本量化宽松政策作为案例分析，与我国海关的2001~ 2006年的微观贸易数据进行匹配，构建了国际性量宽政策对我国出口企业价格调整的边际影响指标，衡量出我国出口企业的价格对于量化宽松政策的调整程度，并且进一步验证了与企业出口调整柔性之间的关系。本文发现：首先，日本量化宽松政策对我国出口企业价格有着显著影响，主要表现在企业对于量宽政策个体反应指标与出口价格波动率呈同向变动关系；进一步而言，上述个体反应指标对价格波动率的边际影响指标差异与企业调整的柔性相关 ，中国出口企业对日本量化宽松政策反应的价格调整柔性越强，则上述边际影响指标越大，表示出口企业在政策冲击下的价格调整能力越强，则其出口价格对政策的反应越强烈。以上结论在考虑出口企业类型，出口目的地等差异性后，结果仍然稳健。本文的研究及结论对于从微观角度研究国际性货币政策对于我国实体经济的影响提供了较为科学和详实的理论支持。关键词：量化宽松政策汇率溢出效应 企业个体反应 指标价格调整一、引言量化宽松政策的溢出效应不仅体现汇率等在宏观层面，更体现在对出口企业个体影响等微观层面，特别是对出口企业的影响更为严重。根据既有研究，国外量化宽松政策通过汇率溢出渠道影响一国的汇率（Portes，2010；Yutaka Kurihara，2006；戴觅等，2013），进而从宏观层面影响该国企业的出口价格；另一方面，由于国外量化宽松政策使一国对各贸易伙伴国的出口策略发生调整，因此影响出口企业在其整体贸易市场中的占比，进而从微观层面影响该国企业的出口价格（Frootand Klemperer，1989；Amiti，2014）。 以2001~ 2006年日本实施量化宽松政策前后中国企业出口的变化为例，根据联合国双边贸易数据库统计，2000年我国对日本、美国、欧盟这三大国际贸易伙伴的出口市场份额分别为14. 51% 、8 . 55% 、7 . 52% ；2005年上述份额分别变为21. 02% 、14. 99% 、13. 20%①。由此可见，在日本量化宽松政策实施期间，不仅中国对日本的出口贸易行为发生了变化，对其他贸易伙伴国的出口行为也发生了相应的调整。然而，由于既有研究无法从理论层面解释量化宽松政策对企业个体的微观影响，并且也无法有效解决国外量化宽松政策引发一国的汇率波动和贸易出口市场份额调整之间的内生性关系，因此目前对量化宽松政策的溢出效应研究仍停留在宏观层面（Bernanke ，2010；Volz ，- - 532012；Portes，2010；Eichengreen，2013）。 为了有效解决上述问题，从微观层面更加深入地揭示量化宽松政策对出口企业的个体反应，本文将量化宽松政策的代际交叠模型与企业出口价格波动的微观模型相结合，构建了构型解释了量化宽松政策引起的汇率溢出效应，揭示量宽政策对微观企业出口价格调整的微观影响；并且利用日本量宽政策与我国出口企业的数据信息，构建了我国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应指标，及其对企业价格调整的边际影响指标。目前，国内外学者对量化宽松政策的溢出效应研究集中于宏观经济层面影响，包括对新兴市场国家汇率升值以及金融市场泡沫催生机制（Bernanke ，2010；Volz ，2012；Portes，2010；Eichengreen，2013；Bowman et al. ，2014；Rogers et al. ，2014）；输入性通货膨胀问题（Chenet al. ，2012，陈磊、侯鹏，2011；刘克崮、翟晨曦，2011；Morgan ，2011），以及对新兴市场国家货币政策独立性的影响（Spantig ，2012；刘澜飚、文艺，2014；Kawai，2015）。 上述层面虽然能够从宏观层面为新兴市场国家在应对国外量化宽松政策方面提供有效建议，但却无法为出口导向型新兴市场国家中的出口企业个体提供有宜的调整建议和应对措施。这是因为量化宽松政策的宏观经济层面溢出效应不仅掩盖了微观企业个体的差异性，更无法将汇率影响和企业出口策略调整进行有效区分，因此无法有效刻画出口企业对国外量化宽松政策的个体反应。同时，上述宏观经济层面的溢出效应仅着眼于一国与汇率和资本相关的宏观经济变量的变化，并未考虑一国出口贸易这一实体经济部门的变化，因此对我国等出口导向型国家来说缺失了重要的溢出效应影响分析环节，使我国缺乏实体经济部门应对国外量化宽松政策的理论和实证研究支撑。因此，从理论和实证层面深入研究我国微观企业对国外量化宽松政策个体反应及其与出口价格调整的关系具有重要的政策意义和实践价值。为了揭示企业对量化宽松政策的个体反应与企业出口价格调整之间的关系，我们首先从量化宽松政策的汇率跨国传导渠道入手，根据汇率波动的代际交叠模型（Kareken and Wallace，1981；Champet al. ，2011），构建量化宽松政策代际交叠模型，并在此基础上根据企业出口价格波动的汇率传导理论模型（Amitiet al. ，2014）②，构建企业出口价格调整的微观模型，综合揭示国外量化宽松政策对本国微观企业的汇率溢出效应及其对各贸易伙伴国出口市场占比调整的影响。在此基础上，我们构建了出口企业对国外量化宽松政策的个体反应指标，及其对企业价格调整的边际影响指标，有效揭示企业个体反应指标与出口价格调整的关系，以及不同特征企业出口价格调整行为的差异。结合本文提出的理论模型框架，本文首次运用中国微观企业的海关数据库，检验了日本量化宽松政策汇率溢出效应对我国企业出口行为的影响。我们之所以选择2001~ 2006年的日本量化宽松政策作为研究对象，其原因主要包括以下3 点：（1）中国微观贸易数据完备性。日本量化宽松政策实施时间窗口内具有完备的中国海关分类统计进出口贸易数据。目前既有的完备海关贸易数据时间窗口为2000~ 2006年，与日本量化宽松政策的实施时间相匹配。（2）量化宽松政策实施的可辨识性。2001~2006年期间只有日本实施量化宽松政策，剔除了其他国家同时实施量化宽松政策可能出现的对中国出口贸易的叠加影响，能够清晰地辨别日本量化宽松政策对我国出口贸易的影响。（3）国际贸易依赖度具有代表性。日本是我国三大贸易伙伴之一。根据海关统计年鉴数据，2001~ 2003年日本是我国第一大贸易伙伴，占进出口总额的17. 2 % ；其中出口占总份额的16. 9 % ，略低于美国的20. 4 % 。2004年起日本先后被欧盟和美国取代，成为我国第三大贸易伙伴。考虑到2001~ 2006年日本作为我国重要出口国的超然地位，研究2001~ 2006年日本量化宽松政策对我国出口企业行为影响具有很强的代表性。从实证检验来看，为了克服汇率波动与出口市场份额之间的内生性问题，我们根据上述结构性模型指标构建方法，从实证层面估算了我国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应指标。与既有研究相比，该指标具有以下优势：（1）该指标是通过严谨的理论推导，将存在内生影响的汇率因素和出口市场份额因素同时纳入指标体系，不仅具有坚实的理论基础，更有效地解决了上述因素之间的内生性问题，从整体上有效衡量了我国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应；（2）该指标从企业—产品量化宽松政策对于企业出口价格的影响研究中国金融·财政论坛- - 54《管理世界》( 月刊)2016年第11期—目的地层面衡量每个中国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应，从微观角度精准刻画我国企业的出口行为调整；（3）该指标将日本量化宽松政策以时间序列形式引入构建体系，相对于既有研究中以该政策为政策冲击虚拟变量的实证方法具有显著优势，即能够通过捕捉该政策规模的波动情况更加细致地衡量我国企业对该政策反应的波动。本文从理论和实证两方面进行了创新性研究：（1）理论方面。本文一方面首次通过两国汇率波动的代际交叠模型将一国量化宽松政策凯恩斯模型（Palley，2011；Mendoza，2013）扩展为两国模型，从理论层面揭示一国量化宽松政策规模对另一国汇率的跨国影响，并据此从理论上构建受影响国家的“QE- 汇率”因子；另一方面，我们将上述量化宽松政策的汇率跨国影响因子（“QE- 汇率”因子）引入企业出口价格波动的汇率传导理论模型（Am⁃iti et al. ，2014），从微观层面构建“QE- 汇率”因子对该国企业向各伙伴国出口的价格调整行为影响的微观模型，并基于理论构建中国企业对日本上述政策的个体反应指标，及其对企业价格调整的边际影响指标③；（2）实证方面。本文首次运用微观数据对上述理论模型进行了实证检验。我们运用中国海关数据的相关信息，一方面从企业—产品—目的地层面衡量每个中国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应，另一方面从企业出口调整柔性层面，检验了上述个体反应指标对企业价格调整的边际影响指标差异，以考察我国企业对日本量化宽松政策的反应强烈程度与企业调整柔性之间的关系。下文结构安排如下：第二部分构建量化宽松政策对企业出口价格影响的微观模型，并提出本文的研究假说；第三部分是变量与计量模型设定；第四部分对计量结果进行解释和分析；最后是本文的主要结论和政策建议。二、理论模型与研究假说本部分理论模型从理论层面揭示日本量化宽松政策对我国企业出口价格的影响。我们从以下两个层面建立理论模型：（1）运用代际交叠模型探究国外量化宽松政策对本国汇率的溢出效应；（2）运用出口价格波动与汇率波动的微观理论模型，通过探究上述溢出效应影响下本国对各贸易伙伴国出口市场占比变化，进而考察量化宽松政策对我国企业出口价格波动率的影响。假设国家的集合为K ，K={ K QE，K EX，K 1 ，K 2 ，……，K n } ，其中K QE国实施量化宽松政策，K EX国与包括K QE国在内的其他n + 1 个国家均存在出口关系。假设K QE国货币并非国际货币，因此以下理论模型仅考虑K QE国量化宽松政策对K EX国的汇率溢出效应。1.KQE国量化宽松政策对KEX国的汇率溢出效应④为了深入探究量化宽松政策对汇率的影响，我们将量化宽松政策规模的理论代理变量（Palley，2011；Mendoza，2013）引入汇率波动的两国代际交叠模型（Kareken and Wallace，1981；Champ et al. ，2011），通过构建汇率均衡和货币供需均衡，从理论层面推导出K QE国量化宽松政策规模与K EX国汇率之间的关系，解决了既有研究缺乏解释二者关系的有效理论的问题。假设国家的集合为K ，K={ K QE，K EX，K 1 ，K 2 ，……，K n } ，其中K QE国实施量化宽松政策。根据既有理论研究，量化宽松政策规模可以用流通中的货币 H 作为代理变量表示（Palley，2011；Mendoza，2013），因此我们用K QE国流通中的货币量H K QE表示该国在t 期的量化宽松政策规模。同时，根据Kareken和Wal⁃lace （1981）探讨货币供应量与汇率不确定性的研究以及Champ 等（2011）对该模型的简化，我们构建了以下代际交叠模型，以考察K QE国量化宽松政策对K E X 国汇率的溢出效应。假设每个国家经济中存在两代居民，即年轻代和年老代，每个居民在生命第一期为年轻代，第二期为年老代。假设商品不能够跨期储存，并且只有年轻代拥有商品禀赋。经济中的流通中货币是年老代的禀赋，用来交换年轻代手中的商品。假设各国商品具有同质性，人们对购买商品的产地并没有偏好，并且不考虑一国居民购买其他国家商品的跨国交易成本。假设t 期K 国（K ={ K QE，K EX}）年轻代数量为N K ，每个年轻代商品禀赋为y K ，每个居民在年轻时消费商品量为c 1 ，K ，流通中的货币量为H K ，K 国货币价值为v K ，即一单位货币可以购买的商品数量。t 期K QE国兑K EX国的汇率为e K EX，即一单位K QE国货币相当于e K EX 单位K EX国货币。如果用货币价值- - 55v K EX来表示汇率e K EX，那么持有一单位K QE国货币的居民在t 期能够购买的商品量为v K QE，持有一单位K EX国货币的居民在t 期能够购买的商品量为v K EX。根据上述对汇率的定义，只有当v K QE=e K EXv K EX时，居民持有两国货币是无差异的，即达到汇率均衡。因此，汇率可以表示为：（1）为了探究t 期经济中的货币均衡，我们进一步参考Kareken和Wallace（1981），将经济中的货币供需均衡表示出来。由于每个居民在年轻时在消费一部分商品之外，将另一部分商品与同期的年老人手中的货币进行交换，以保证年老人对商品的需求。因此，在t 期K EX国年轻代对货币的需求为N K EX（y K EX-c 1 ，K EX），那么货币供需均衡式为：（2）那么，在t 期K QE国货币供需均衡式为：（3）将（1）~（3）式联立可得汇率的表达式为：（4）从（4）式中可以看到，当K QE国实施量化宽松政策时，货币供应量H K QE增加会使一单位K QE国货币能够兑换的K EX国货币量e K EX下降，即造成K QE国货币贬值。这与既有实证研究中一国量化宽松政策与一国汇率的关系（Bernanke ，2010；Eichengreen，2013；Michel and Sylvie，2013）是高度一致的。在经过简化和整理后，我们得到K QE国量化宽松政策规模对K EX国汇率影响的关系式：（5）其中，m K EX= α K QE/ β K EX。，α K QE、β K EX分别与K QE国和K EX国的宏观经济变量相关。我们将（5）式中m K EX称为K QE国量化宽松政策对K EX国汇率影响的“QE—汇率”因子，这一因子越大时，表示K QE国量化宽松政策对K EX国汇率影响越大。在此基础上，我们将运用Amiti等（2014）的出口价格波动与汇率波动的理论框架，进一步从K EX国对贸易伙伴国出口市场占比变化角度考察上述汇率溢出效应对 K EX国出口其他国家的价格波动影响。2 . 量化宽松政策汇率溢出效应下K EX国出口价格波动K EX 国为出口国，与国家集合K~={ K QE，K 1 ，K 2 ，……，K n } 中的各国都存在出口贸易关系。根据Amiti等（2014），假设每个K EX国出口企业i 生产s 部门的一种特定产品i ，并在t 期将其出口到不同目的国K~。假设目的国市场消费者对K EX国出口产品具有替代弹性不变的需求函数，同一部门内商品替代弹性为ρ ，不同部门间商品替代弹性为η ，且ρ > η ≥1 。因此，在某一时期t ，对某一部门s 的出口商品来说，K EX国出口企业i 面临的出口需求如下：（6）其中，Q K ，i 是企业i 在目的国K~的需求量，ξ K ，i 是企业的相对偏好系数，P K ，i 是企业商品i 以出口目的国货币标价的价格，P K 是K~国的该部门价格指数，D K是K~国对该部门商品的外生需求变量。由于某一部门商品价格指数由该部门内所有商品的价格加权而得，因此我们将部门价格指数P K表示为：（7）由（6）、（ 7）式可得K EX国企业i 对K~国出口的市场份额S K ，i 为：（8）参照Amiti等（2014）的简化和整理过程，我们得到量化宽松政策与K EX国出口价格波动率之间的关系式：（9）其中，（9）式等式右边第一项为不受量化宽松政策影响的K~国汇率波动；第二项表示K QE国量化宽松政策汇率溢出效应对K EX国出口价格波动的综合影响因子，第三项为K EX国出口市场占比对K EX国出口价格波动的影响因子。一方面，根据（5）式中对“QE—汇率”因子的定义，当K QE国量化宽松政策使K EX国的“QE—汇率”因子m K EX变小时，K EX国出口到K~国的价格波动率上升；此外，K QE国量化宽松政策规模H K QE越大，K EX国出口K~国的价格波动越大。另一方面，根据模型中ρ > η ≥ 1 的假设，K EX国对K~国出口市场占比S K ，i 增大时，等式右边的第三项影响因子增大，进而加剧了K EX国出口K~国的价格波动。上述3 个因素构成了向K~国出口的K EX国企业对K QE国量化宽松政策的个体反应指标。由此，我们得到以下eKE X= vKQ E/ vKE XvKE XH KE X= N KE X( yKE X- c1, KE X)vKQ EH KQ E= N KQ E( yKQ E- c1, KQ E)eKE X=vKQ EvKE X=N KQ E( yKQ E- c1, KQ E)N KE X( yKE X- c1, KE X)⋅H KE XH KQ Elog H KQ E= log m KE X- log eKE XQ K , i = ξK , iP- ρK , iPρ - ηK D KPK ≡ [ ∑ iξK , iP1 - ρK , i]11 - ρSK , i ≡PK , i Q K , i∑i′PK , i′ QK , i′= ξK , i(PK , iPK)1 - ρΔ log PK , i = Δ log eK + Δ logH KQ Em KE X+ Δ log [1 +1ρ(1 - SK , i) + ηSK , i - 1]量化宽松政策对于企业出口价格的影响研究中国金融·财政论坛- - 56《管理世界》( 月刊)2016年第11期命题。命题1 ：在K QE国量化宽松政策的影响下，t 期到t+ 1 期的K EX国企业对K~国出口价格波动取决于以下3 个因素：（1）K QE国量化宽松政策对K EX国的汇率溢出效应“QE—汇率”因子m K EX，（2）K QE国量化宽松政策规模H K QE，（3）K EX国对K 国出口市场占比因子S K ，i ，三者共同构成向K~国出口的K EX国企业对K QE国量化宽松政策的个体反应指标FQE K ，i 。FQE K ，i 指标与企业出口价格波动率呈正向关系。此外，K~国汇率波动率也影响K EX国企业对K~国出口价格波动。根据命题1 中企业出口价格波动与出口企业对量化宽松政策的个体反应程度之间的关系，由于ρ >η ≥ 1 ，因此当S K ，i 增加时，1 /[ ρ（1 - S K ，i）+ η S K ，i - 1 ] 增大，即Δ log{ 1 + 1 /[ ρ（1 - S K ，i）+ η S K ，i - 1 ]} 与Δ logS K ，i 同向变动。因此，我们可以将（9）式简化为以下形式：（10）（11）根据命题1 ，FQE K ，i 指标与其出口价格波动率呈正向关系，因此（10）式中的a 1 > 0 。a 1 表示K EX国出口企业的量化宽松政策个体反应程度对价格波动的边际影响，间接反映了企业价格调整对量化宽松政策反应的强烈程度，a 1 越大则企业价格波动对量化宽松政策的反应越强烈。a 1 与企业价格调整柔性⑤相关。其中，当企业在量化宽松政策的影响下调整价格时，若企业对量化宽松政策的价格调整具有柔性，那么其自我调整的能力越强，则其对量化宽松政策的主动反应越强烈，即a 1 越大。由此，我们得到命题2 。命题2 ：K EX国出口企业的量化宽松政策个体反应程度对价格波动的边际影响系数a 1 可以衡量企业价格调整对K QE国量化宽松政策反应的强烈程度。a 1 越大，则企业价格调整对量化宽松政策的反应越强烈。当企业在政策冲击下调整价格时，若企业对量化宽松政策反应的价格调整柔性越强，则企业的主动反应越强烈，即a 1 越大。2 . 研究假说的提出运用上述出口企业对国外量化宽松政策的个体反应模型，我们可以有效分析2001~ 2006年日本量化宽松政策对我国企业出口价格波动的影响。我们发现，在日本（K QE国）量化宽松政策的影响下，中国（K EX国）企业对贸易伙伴国的出口价格波动取决于以下3 个因素：（1）K QE国量化宽松政策对K EX国的汇率溢出效应“QE—汇率”因子m K EX，（2）K QE国量化宽松政策规模H K QE，（3）K EX国对K 国出口市场占比因子S K ，i ，上述3 个因素共同构成中国企业对日本量化宽松政策的个体反应指标FQE K ，i 。此外，K~国汇率波动率也影响K EX国企业对K~国出口价格波动。因此，根据命题1 ，我们得到以下研究假说。假说1 ：在日本量化宽松政策的汇率溢出效应影响下，中国企业对各出口目的国的出口价格波动与中国企业对日本量化宽松政策的个体反应指标FQE K ，i 正相关。此外，上述价格波动率与出口目的国汇率波动率正相关。根据命题2 ，中国出口企业价格调整对日本量化宽松政策反应的强烈程度体现在中国企业的FQE K ，i 对其出口价格波动的边际影响系数a 1 上，a 1越大，企业对量化宽松政策的反应越强烈。因此，我们根据命题2 得到以下研究假说。假说2 ：中国企业的FQE K ，i 对其出口价格波动的边际影响系数a 1 是衡量中国出口企业价格调整对日本量化宽松政策反应的指标。a 1 越大，中国出口企业价格调整对日本量化宽松政策的反应越强烈。当企业在政策冲击下调整价格，那么企业对上述政策反应的价格调整柔性越强，其主动反应越强烈，a 1 越大。三、实证模型设定与变量说明（一）数据说明根据上文引言和理论模型，检验我国企业对国外量化宽松政策的个体反应指标与我国企业出口价格波动率的关系需要满足以下3 个条件：（1）量化宽松政策实施时间窗口内具有完备的中国海关分类统计进出口贸易数据；（2）在量化宽松政策指标的外生冲击下，与我国人民币汇率反应必须具有统计显著性，以有效反映该国量化宽松政策对我国的汇率溢出效应；（3）量化宽松政策可以用连续的时间序列指标来衡量。由于目前完备的海关数据库时间窗口为2000~ 2006年，而日本量化宽松政策时间为2001~ 2006年，同时根据既有研究（Shiratsu⁃ka ，2010），日本量化宽松政策的衡量指标为日本央行政府债券持有量（JGB ）。 鉴于2001~ 2006年日本Δ log PK , i = Δ log eK + a1( F QE k , i)F QE K , i = Δ logH KQ Em KE X+ Δ log SK , i- - 57量化宽松政策有效满足了上述3 个条件，因此我们选择考察中国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应如何影响其出口价格，以及具有不同价格调整柔性的中国出口企业对日本量化宽松政策的反应强烈程度差异。中国海关分类统计进出口贸易数据是目前我国对微观贸易企业进出口行为统计最为完备细致的数据库，也是目前我们能够获得的最新的微观贸易企业数据库。海关数据⑥将出口企业、出口目的国和出口产品信息准确链接，为研究量化宽松政策这一外生冲击对我国企业出口的影响提供了完备丰富的样本信息，为下一步的实证研究提供了坚实的数据基础。本文将海关数据的月度数据加总成年度数据后进行实证检验，有效消除了月度数据的周期性波动，并充分保留微观企业的数据信息。同时，为了考察研究假说中日本央行量化宽松政策对我国企业出口各贸易伙伴国的跨国影响，本文以我国出口企业为研究样本（见表1），描述性统计如下。除出口企业层面数据之外，我们根据既有研究常用的日本量化宽松政策指标（Shiratsuka，2010），从日本央行资产负债表中选择了日本央行政府债券持有量（JGB ）作为上述政策规模的代理变量，其描述性统计结果如图1 所示。图1 显示，2001年3月开始日本央行政府债券持有量（JGB ）规模呈现高于之前任何时期的增速，并在2006年3 月政策退出后明显下降。因此，运用上述指标能够有效捕捉2001~ 2006年日本量化宽松政策的实际规模。我们通过将上述两种指标引入我国企业对此的个体反应指标中，根据理论模型中（5）式的变量关系，运用JGB 和人民币汇率的月度数据，估算日本量化宽松政策对我国的“QE—汇率”因子的年度指标⑦。为了有效消除月数据的季节性波动，并充分保留上述指标的数据信息，本文首先运用X 11方法对日本央行政府债券持有量进行季节调整。随后，我们将上述日本量化宽松政策指标的月存量数据加总平均为年度数据，构建我国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应指标。具体来看，我们从企业—产品—出口目的国层面，按照下文指标构建的方法，构建中国企业向不同国家出口不同产品时对日本量化宽松政策的个体反应指标。该指标的分行业雷达图如图2 。由图2 可以发现，在日本量化宽松政策的影响下，我国不同行业的个体反应指标有所差异。其中烟草行业（HS2 分位编码为24）对日本量化宽松政策的个体反应指标最小，油脂类农副产品（HS2 分位编码为15），工业生产原料（HS2 分位编码为29）等行业对该政策的个体反应指标都偏大。这从行业层面说明了我国微观出口企业对量化宽松政策反应存在差异性。我们将在下文的实证结果中从不同企业出口类型层面进一步揭示日本量化宽松政策对我国微观企业出口价格调整存在的差异性。此外，为了剔除我国其他宏观经济因素对企业表1 2001~ 2006年海关数据描述性统计200120022003200420052006平均企业数目684597853095610120515143895171161105842产品数目6722688970097014712571706949目的地数目216218220220218出口关系2117612259280632347164018257508690961942993589195资料来源：作者利用中国海关数据计算所得。图2 中国出口企业对日本量化宽松政策个体反应指标分行业雷达图图1 日本量化宽松政策指标（JGB ）数据来源：根据日本银行网站中央银行资产负债表公开数据整理。亿日元量化宽松政策对于企业出口价格的影响研究中国金融·财政论坛- - 58《管理世界》( 月刊)2016年第11期出口的影响，我们根据Zhang 和Song （2000），在模型中引入了6 个对企业出口有所影响的分省份控制变量：各省份当年的GDP 的对数（pvgdp）及其增长率（d.pvgdp）；各省份当年消费者物价指数对数（ln cpi）及其增长率（d.lncpi ）；各省份当年生产价格指数的对数（ln ppi）及其增长率（d.lnppi ）。控制变量的分省份数据包括28个省份，上述分省变量根据国家统计局公布的分省份数据整理计算得到。同时，我们还引入了企业层面的虚拟变量和控制变量，包括：（1）企业是否在保税区等海关特殊监管区域内（ar ⁃ea_id）；（2）企业是否为国有企业（soe_id ）；（3）企业是否为外商投资企业（foe）；（ 4）某年各省份企业出口的密集程度（density ），即各省份产品—目的地贸易关系的数目与该省份面积之比。上述企业层面数据由中国海关分类统计进出口贸易数据整理计算得到。此外，为了控制全球经济周期等宏观经济因素，我们加入了以下国际层面的宏观经济变量，包括：（1）从全球经济周期等国际性影响因素来看，我们选择芝加哥期货交易市场波动指数的对数（VIX）作为表征全球经济周期的控制变量（Rey，2013⑧；Coudertet al. ，2014），来自Wind数据库。（2）为了控制美国和日本的宏观经济因素，我们选择经过购买力平价以2011年国际元计价的美日两国实际GDP 作为控制变量，数据来自世界银行，其中gdpjp表示日本GDP 对数，gdpus 表示美国GDP 对数。同时，因为美国实际GDP 、日本实际GDP 以及VIX 指数之间的多重共线性，我们将这3 个从不同层面表征宏观经济的指标分别加入回归。在实证过程中，只有各省份当年的GDP 对数（pvgdp）、各省份生产价格指数增长率（d.lnppi ）、一省份企业出口密集程度（density ）、日本GDP 对数（gdpjp）、美国GDP 对数（gdpus）、市场波动指数对数（VIX）这6 个控制变量显著，并且只有以下两个虚拟变量显著：（1）企业是否在保税区等海关特殊监管区域内（ar ⁃ea_id）；（2）企业是否为国有企业（soe_id ）。因此，我们在基础回归结果中只保留这8 个控制变量。（二）变量与指标的构建1 . 出口价格波动指标中国海关分类统计进出口贸易数据中提供了企业—产品—出口目的国级别的出口额和出口量数据，二者之比即为企业—产品—出口目的国级别的出口价格。为了有效衡量我国出口企业价格波动率这一被解释变量，根据Amiti等（2014），我们用以下指标作为我国企业出口价格波动的代理变量：（12）其中，Export valuef ，i ，K ，t 表示f 企业在t 年向K 国出口i 产品的出口额，Export quantityf ，i ，K ，t 则表示f 企业在t 年向K 国出口i 产品的出口量。二者之比表示企业—产品—出口目的国层面的出口价格 P f ，i ，K ，t 。由于变量的对数差分近似等于其增长率，因此我们运用（12）式得到企业—产品—出口目的国层面的出口价格波动率Δ logP f ，i ，K ，t 。2 . 中国企业出口对日本量化宽松政策的个体反应指标根据上文命题1 ，在日本量化宽松政策影响下，我国对其他出口目的国的出口价格波动率Δ logP f ，i ，K ，t取决于以下3 个因素：（1）K QE国量化宽松政策对K EX国的汇率溢出效应“QE—汇率”因子m K EX；（2）K EX国对K 国出口市场占比因子S K ，i ；（3）K QE国量化宽松政策规模H K QE，三者共同构成向K 国出口的K EX国企业对K QE国量化宽松政策的个体反应指标。因此，我们在（9）和（11）式的理论关系基础上，运用估计方法将上述两种因子同时纳入我国企业出口对量化宽松政策的个体反应指标FQE f ，i ，K ，t 中，作为计量模型的解释变量。为了构建这一解释变量，我们首先需要估计日本量化宽松政策对中国“QE—汇率”因子m K EX。根据理论模型中的（5）式，我们运用以下计量方程估算不同国家对日本量化宽松政策反应的“QE—汇率”因子。对在日本量化宽松政策的汇率溢出效应影响下呈现汇率升值的国家，我们的估计方程如下：（13）其中，H K QE为季节调整后的日本量化宽松政策指标月度数据，e K EX为季节调整后的我国人民币剔除CPI 因素的实际有效汇率月度数据（CPI- BasedREER），由EIU CountryData 宏观经济指标数据库整理得到，m 0 为常数项，u t 为残差项。我们运用每年的月度数据通过最小二乘法估算当年我国的“QE—汇率”因子m K EX。除估算我国的“QE—汇率”因子外，根据命题1 ，我们还需要计算我国企业对外出口的企业—产Δ log Pf , i, K , t = Δ log (E x p or t v al uef , i, K , tE x p or t q uant i t yf , i, K , t)H KQ E, t = m 0 + m KE X⋅ e- 1KE X, t + ut- - 59品—目的国层面的市场占比指标。根据Amiti等（2014），企业出口市场占比指标S f ，i ，K ，t 算法如下：（14）其中，等式右边的分子为我国企业—产品—目的国层面的出口额，分母为我国出口特定目的国的总出口额。根据命题1 以及（13）和（14）式的估算结果，我们将中国企业对日本量化宽松政策个体反应指标表示为如下形式：（15）其中，m K EX是我国每年的“QE—汇率”因子，H KQE ，t是日本每年量化宽松政策指标规模。（三）计量模型的设定根据命题1 以及理论模型中（10）式所揭示的我国出口价格波动率Δ logP f ，i ，K ，t 与我国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应指标FQE f ，i ，K ，t 之间的关系⑨，我们运用面板固定效应模型⑩对二者之间的关系进行估计，计量方程如下：（16）其中，a 1 表示我国出口企业FQE f ，i ，K ，t 指标对我国企业出口价格波动率的影响系数，即我国出口企业价格调整对日本量化宽松政策反应的强烈程度。一方面，我们需要检验该系数是否为正以验证研究假说1 ；另一方面，我们通过区分我国出口企业价格调整柔性特征来比较企业价格调整强烈程度的大小，调整具体来看，我们选择以下4 种划分标准：（1）企业贸易类型；（2）出口目的国多样化程度；（3）产品多样化程度；（4）是否同时从事进口贸易。另外，为了剔除我国其他经济因素的影响，我们引入了控制变量X s 。此外，a 2 表示我国微观出口企业价格波动对其出口目的国的汇率波动的敏感度，a 0为常数项，μ f ，i ，K ，t 为残差项。四、实证结果分析（一）研究假说1 的计量结果与分析为了检验上文的研究假说1 ，即我国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应指标与我国向各贸易伙伴国出口的价格波动率呈正向关系，我们运用面板固定效应回归方法对研究假说1 进行了实证检验。首先，我们按照实证模型中变量的选择，将我国企业向各贸易伙伴国出口的价格变化率作为被解释变量，同时将我国出口企业对日本量化宽松政策个体反应指标作为解释变量。我们在构建上述变量时运用企业—产品—目的地级别海关数据，并在检验过程中选择了行业（HS2 分位）和年度固定效应。此外，为了剔除我国其他宏观经济因素对企业出口的影响，我们根据Zhang 和Song （2000）引入了上文提到的分省控制变量和企业层面控制变量。同时，为了控制国际经济周期等因素，我们也加入了上文提到的国际宏观经济变量。表2 列出了面板固定效应回归结果。从估计结果来看，中国企业这一个体反应指标对我国企业出口价格波动率的影响系数，即FQE f ，i ，K ，t 的回归系数显著为正，表明二者呈正向关系。这一结果有效验证了假说1 。同时，Δ loge K 的估计系数显著为正，这说明假说1 中价格波动率与出口目的国汇率波动率正相关的命题也得到了很好的验证。（二）研究假说2 的计量结果与分析在验证研究假说1 的基础上，我们选择以下4种划分标准区分不同类型企业，并通过比较我国出口企业对日本量化宽松政策的价格调整反应强烈程度指标的差异性，从不同层面验证研究假说 2 。Sf , i, K , t =E x p or t v al uef , i, K , t∑f′E x p or t v al uef , i, K , tF QE f , i, K , t = Δ logH KQ E, tm KE X+ Δ log Sf , i, K , tΔ log Pf , i, K , t = a1 F QE f , i, K , t + a2 Δ log eK+ a0 + κs X s + μf , i, K , t表2 中国出口企业对日本量化宽松政策个体反应指标对企业出口价格波动率的影响结果FQEd.logekarea_idsoe_iddensitypvgdpd.lnppiVIXgdpjpgdpus年份行业NR2( 1)d.logP0.0530***( 107.9)1.407***( 20.89)- 0.0110***(- 2.893)- 0.00302*(- 1.758)- 0.348***(- 84.00)控制控制5914220.021( 2)d.logP0.0530***( 107.9)3.658***( 45.82)- 0.0110***(- 2.893)- 0.00302*(- 1.758)4.645***( 84.00)控制控制5914220.021( 3)d.logP0.0530***( 107.9)3.344***( 43.05)- 0.0110***(- 2.893)- 0.00302*(- 1.758)2.542***( 84.00)控制控制5914220.021( 4)d.logP0.0530***( 107.9)1.520***( 20.37)- 0.0107***(- 2.819)- 0.00314*(- 1.827)0.242***( 3.496)0.00725***( 4.271)0.172**( 2.481)- 0.344***(- 78.52)控制控制5914220.021( 5)d.logP0.0530***( 107.9)3.745***( 42.86)- 0.0107***(- 2.819)- 0.00314*(- 1.827)0.242***( 3.496)0.00725***( 4.271)0.172**( 2.481)4.591***( 78.52)控制控制5914220.021( 6)d.logP0.0530***( 107.9)3.434***( 40.33)- 0.0107***(- 2.819)- 0.00314*(- 1.827)0.242***( 3.496)0.00725***( 4.271)0.172**( 2.481)2.512***( 78.52)控制控制5914220.021注：括号中为t 统计量；*p< 0.1 ，**p<0.05，***p< 0.01。量化宽松政策对于企业出口价格的影响研究中国金融·财政论坛- - 60《管理世界》( 月刊)2016年第11期这4 种划分标准包括：（1）企业贸易类型（一般贸易/加工贸易/ 混合贸易）；（ 2）出口目的国多样化程度（单一目的国/ 多目的国）；（ 3）产品多样化程度（单一产品/ 多产品）；（ 4）是否同时从事进口贸易。根据研究假说2 ，上述标准的选择将中国出口企业进行主动价格调整的柔性与出口价格反应的强烈程度有效联系在一起。在日本量化宽松政策影响下，我国出口企业价格调整柔性越大，表示企业在政策冲击下的价格调整能力越强，则其出口价格对政策的反应强烈程度指标a 1 越大。上述4 种指标可以得出以下对应关系（表3），我们将从上述4 个层面逐一对研究假说2 进行检验。1. 一般贸易企业、加工贸易企业和混合贸易企业我们根据中国海关分类统计进出口贸易数据中企业从事贸易类型的信息，对出口企业从事一般贸易、加工贸易和混合贸易进行了统计和区分，并分别运用面板固定效应估计了这三类中国企业FQE f ，i ，K ，t 指标对其价格波动率的影响系数，即中国企业价格调整对日本量化宽松政策的反应强烈程度指标a 1 ，得到表4 的回归结果。由表4 可见，从事一般贸易的中国企业系数a1大于从事加工贸易的中国企业，说明前者的价格调整对日本量化宽松政策的反应更加强烈。既有研究表明，由于原材料和加工成本需要事先签订订单，因此加工贸易的订单价格和出口目的地具有粘性，其对汇率变动的价格调整具有刚性；而一般贸易并不需要事先签订订单，因此其对汇率变动的价格调整具有柔性（Dees ，2001；李建伟、余明，2003；李宏彬等，2011）。 正是由于加工贸易具有价格调整的刚性，导致从事加工贸易的中国出口企业对日本量化宽松政策的调整空间十分有限，因此其价格波动反应较小，即a 1 较小；而从事一般贸易的中国企业由于具有价格调整的柔性，能够有效对上述政策做出积极的价格调整，因此其对上述政策影响的主动价格调整程度较大，a 1 较大。同时，Δ loge K 的估计系数显著为正，也验证了假说1 中价格波动率与出口目的国汇率波动率正相关的命题。2 . 单一出口目的地企业和多元化出口目的地企业我们根据中国海关分类统计进出口贸易数据中企业出口目的国的信息，对出口单一目的国和多样化目的国的中国企业进行了统计和区分，并运用面板固定效应分别估计了这两类中国企业FQE f ，i ，K ，t 指标对其价格波动率的影响系数a 1 ，得到表5 的回归结果。由表5 可见，出口多样化目的国的中国企业系数a 1 大于出口单一目的国的中国企业，说明前者的价格调整对日本量化宽松政策的反应更加强烈。既有研究表明，由于出口单一目的国的企业缺乏对出口目的国的调整空间，因此具有调整的刚性；而出口多元化目的国的中国企业拥有更多调整空间，因此具有调整的柔性（Heri ⁃court and Nedoncelle，2015）。同样，对出口单一目的国的中国企业来说，在日本量化宽松企业类型划分标准价格调整强烈程度指标刚性柔性中国企业对QE反应的调整行为企业贸易类型一般贸易√加工贸易√出口目的国多样化多目的国√单一目的国√产品多样化程度多产品√单一产品√是否同时从事进口贸易从事进口√不从事进口√表3 中国出口企业对日本量化宽松政策反应的价格调整柔性表4 区分企业出口贸易类型的中国出口价格波动率结果FQEd.logekarea_idsoe_iddensitypvgdpd.lnppiVIXgdpjpgdpus年份行业NR2( 1)一般贸易d.logP0.0571***( 88.15)1.628***( 15.94)- 0.00279(- 0.497)- 0.00217(- 0.926)- 0.0153(- 0.159)0.00485**( 2.124)0.227**( 2.530)- 0.382***(- 63.18)控制控制3718660.023( 2)d.logP0.0571***( 88.15)4.099***( 34.19)- 0.00279(- 0.497)- 0.00217(- 0.926)- 0.0153(- 0.159)0.00485**( 2.124)0.227**( 2.530)5.098***( 63.18)控制控制3718660.023( 3)d.logP0.0571***( 88.15)3.753***( 32.14)- 0.00279(- 0.497)- 0.00217(- 0.926)- 0.0153(- 0.159)0.00485**( 2.124)0.227**( 2.530)2.790***( 63.18)控制控制3718660.023( 4)加工贸易d.logP0.0410***( 44.08)0.945***( 6.844)- 0.00477(- 0.596)0.0195***( 5.035)1.163***( 7.223)0.00232( 0.650)0.368**( 2.485)- 0.252***(- 31.85)控制控制1202030.019( 5)d.logP0.0410***( 44.08)2.580***( 16.28)- 0.00477(- 0.596)0.0195***( 5.035)1.163***( 7.223)0.00232( 0.650)0.368**( 2.485)3.374***( 31.85)控制控制1202030.019( 6)d.logP0.0410***( 44.08)2.352***( 15.19)- 0.00477(- 0.596)0.0195***( 5.035)1.163***( 7.223)0.00232( 0.650)0.368**( 2.485)1.846***( 31.85)控制控制1202030.019( 7)两者都有d.logP0.0303***( 27.12)1.050***( 7.204)- 0.00776(- 0.754)0.0128***( 3.629)0.443***( 4.410)0.00973***( 2.797)- 0.262*(- 1.681)- 0.244***(- 27.81)控制控制891940.015( 8)d.logP0.0303***( 27.12)2.633***( 15.13)- 0.00776(- 0.754)0.0128***( 3.629)0.443***( 4.410)0.00973***( 2.797)- 0.262*(- 1.681)3.267***( 27.81)控制控制891940.015( 9)d.logP0.0303***( 27.12)2.412***( 14.26)- 0.00776(- 0.754)0.0128***( 3.629)0.443***( 4.410)0.00973***( 2.797)- 0.262*(- 1.681)1.788***( 27.81)控制控制891940.015注：括号中为t 统计量；*p< 0 . 1 ，**p<0 . 05，***p< 0 . 01。- - 61政策的影响下，由于该类企业具有价格调整的刚性，因此对上述政策的反应较弱，即a 1 较小；而出口多样化目的国的中国企业具有价格调整的柔性，因此其价格调整对政策影响的主动反应更加强烈，即a 1 较大。3 . 出口单一产品企业和出口多元化产品企业我们根据中国海关分类统计进出口贸易数据中产品HS4 分位的信息，对企业产品多样化程度进行了统计，将出口单一产品和多样化产品的中国企业进行了区分，并分别运用面板固定效应估计了这两类中国企业FQE f ，i ，K ，t 指标对其价格波动率的影响系数a 1 ，得到表6 的回归结果。由表6 可见，出口多样化产品中国企业的系数a 1 大于出口单一产品的中国企业，说明前者的价格调整对日本量化宽松政策的反应更加强烈。既有研究表明，企业出口商品种类越多，其在汇率波动影响下的价格调整柔性越大（Bernard et al. ，2011；Bernard and Okubo ，2013；Chatterjje et al. ，2013；Creusen and Smeets ，2011）。 同样，对于单一出口产品的企业来说，在日本量化宽松政策影响下，由于单一产品出口价格具有粘性，并没有很大的调整出口产品价格的空间，因此呈现调整的刚性；而多产品厂商并不受单一产品价格粘性的制约，具有较大价格调整空间，因此具有调整的柔性，其出口价格波动更大，即a 1 较大。4. 同时从事进口的出口企业和无进口的出口企业我们根据中国海关分类统计进出口贸易数据中企业从事进出口贸易的信息，对出口企业是否同时从事进口进行了统计和区分，并分别运用面板固定效应估计了这两类中国企业FQE f ，i ，K ，t 指标对其价格波动率的影响系数a 1 ，得到表7 的回归结果。表6 区分出口产品单一、多样化的中国出口企业价格波动率结果表5 区分企业出口目的国单一、多样化的中国出口价格波动率结果FQEd.logekarea_idsoe_iddensitypvgdpd.lnppiVIXgdpjpgdpus年份行业NR2( 1)单一目的国d.logP0.0494***( 40.00)1.665***( 9.879)- 0.0230*(- 1.794)- 0.0207**(- 2.204)0.311**( 2.297)0.00981**( 2.535)0.177( 1.064)- 0.304***(- 29.79)控制控制858260.022( 2)0.0494***( 40.00)3.635***( 18.08)- 0.0230*(- 1.794)- 0.0207**(- 2.204)0.311**( 2.297)0.00981**( 2.535)0.177( 1.064)4.065***( 29.79)控制控制858260.022( 3)d.logP0.0494***( 40.00)3.360***( 17.18)- 0.0230*(- 1.794)- 0.0207**(- 2.204)0.311**( 2.297)0.00981**( 2.535)0.177( 1.064)2.225***( 29.79)控制控制858260.022( 4)多目的国d.logP0.0535***( 100.1)1.476***( 17.89)- 0.0106***(- 2.638)- 0.00429**(- 2.282)0.232***( 2.949)0.00617***( 3.286)0.131*( 1.720)- 0.349***(- 72.55)控制控制5055960.022( 5)0.0535***( 100.1)3.739***( 38.82)- 0.0106***(- 2.638)- 0.00429**(- 2.282)0.232***( 2.949)0.00617***( 3.286)0.131*( 1.720)4.670***( 72.55)控制控制5055960.022( 6)d.logP0.0535***( 100.1)3.423***( 36.46)- 0.0106***(- 2.638)- 0.00429**(- 2.282)0.232***( 2.949)0.00617***( 3.286)0.131*( 1.720)2.555***( 72.55)控制控制5055960.022注：括号中为t 统计量；*p< 0 . 1 ，**p<0 . 05，***p< 0 . 01。FQEd.logekarea_idsoe_iddensitypvgdpd.lnppiVIXgdpjpgdpus年份行业NR2( 1)单一产品d.logP0.0369***( 19.57)1.094***( 4.969)- 0.0251(- 1.363)0.0102( 1.413)0.106( 0.238)0.00890*( 1.938)0.209( 1.235)- 0.269***(- 18.36)控制控制379510.016( 2)d.logP0.0369***( 19.57)2.835***( 10.71)- 0.0251(- 1.363)0.0102( 1.413)0.106( 0.238)0.00890*( 1.938)0.209( 1.235)3.593***( 18.36)控制控制379510.016( 3)d.logP0.0369***( 19.57)2.592***( 10.09)- 0.0251(- 1.363)0.0102( 1.413)0.106( 0.238)0.00890*( 1.938)0.209( 1.235)1.966***( 18.36)控制控制379510.016( 4)多样化产品d.logP0.0537***( 105.6)1.545***( 19.66)- 0.0101***(- 2.585)- 0.00361**(- 2.015)0.247***( 3.485)0.00713***( 3.964)0.169**( 2.273)- 0.347***(- 75.84)控制控制5534710.022( 5)d.logP0.0537***( 105.6)3.791***( 41.26)- 0.0101***(- 2.585)- 0.00361**(- 2.015)0.247***( 3.485)0.00713***( 3.964)0.169**( 2.273)4.632***( 75.84)控制控制5534710.022( 6)d.logP0.0537***( 105.6)3.477***( 38.82)- 0.0101***(- 2.585)- 0.00361**(- 2.015)0.247***( 3.485)0.00713***( 3.964)0.169**( 2.273)2.535***( 75.84)控制控制5534710.022注：括号中为t 统计量；*p< 0 . 1 ，**p<0 . 05，***p< 0 . 01。表7 区分是否同时存在进口贸易的中国企业出口价格波动率结果FQEd.logekarea_idsoe_iddensitypvgdpd.lnppiVIXgdpjpgdpus年份行业NR2( 1)同时从事进口贸易d.logP0.0551***( 98.03)1.512***( 16.88)- 0.0135***(- 3.294)- 0.00282(- 1.419)0.244***( 3.240)0.00744***( 3.591)0.106( 1.198)- 0.355***(- 70.08)控制控制4595710.023( 2)d.logP0.0551***( 98.03)3.809***( 36.50)- 0.0135***(- 3.294)- 0.00282(- 1.419)0.244***( 3.240)0.00744***( 3.591)0.106( 1.198)4.738***( 70.08)控制控制4595710.023( 3)d.logP0.0551***( 98.03)3.488***( 34.26)- 0.0135***(- 3.294)- 0.00282(- 1.419)0.244***( 3.240)0.00744***( 3.591)0.106( 1.198)2.593***( 70.08)控制控制4595710.023( 4)无进口贸易d.logP0.0446***( 44.26)1.463***( 11.07)0.0190*( 1.665)- 0.00261(- 0.691)0.141( 0.698)0.00699**( 2.415)0.288***( 2.698)- 0.295***(- 33.53)控制控制1318510.018( 5)d.logP0.0446***( 44.26)3.375***( 21.35)0.0190*( 1.665)- 0.00261(- 0.691)0.141( 0.698)0.00699**( 2.415)0.288***( 2.698)3.946***( 33.53)控制控制1318510.018( 6)d.logP0.0446***( 44.26)3.108***( 20.25)0.0190*( 1.665)- 0.00261(- 0.691)0.141( 0.698)0.00699**( 2.415)0.288***( 2.698)2.159***( 33.53)控制控制1318510.018注：括号中为t 统计量；*p< 0 . 1 ，**p<0 . 05，***p< 0 . 01。量化宽松政策对于企业出口价格的影响研究中国金融·财政论坛- - 62《管理世界》( 月刊)2016年第11期由表7 可见，同时从事进口和出口的中国企业系数a 1 大于只从事出口的中国企业，说明前者的价格调整对日本量化宽松政策的反应更加强烈。既有研究表明，同时存在进口和出口的企业在汇率波动影响下存在进口成本和出口价格的反向波动，能够抵消一部分汇率波动的负面影响，使其价格调整柔性增大（Amitiet al. ，2014）。 日本量化宽松政策影响下，人民币出现升值，造成我国出口企业价格优势下降。而对同时从事进口和出口的中国企业来说，出口价格的上升可以通过进口原材料价格的下降进行补偿，虽然企业出口价格优势下降，但与此同时进口原料的成本也下降，因此企业呈现价格调整的柔性，其价格调整对日本量化宽松政策的反应也更加强烈，即a 1 较大；而对只从事出口的中国企业来说，由于缺乏下调价格的空间，因此呈现调整的刚性，其对上述政策的反应也较小。五、结论与政策建议在日本量化宽松政策实施期间，不仅中国对日本的出口贸易行为发生了变化，对其他贸易伙伴国的出口行为也发生了相应的调整。为了探究上述政策对我国出口企业的这一溢出影响，本文从理论方面深入揭示了该政策对中国出口企业的汇率溢出效应和出口市场占比的相应调整，并基于此构建了中国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应指标，从企业—产品—出口目的国的微观层面有效衡量我国企业的微观反应及其对价格调整的边际影响。从实证层面来看，本文基于中国海关的出口企业微观数据，使用面板固定效应，检验了我国出口企业对2001~ 2006年日本量化宽松政策的个体反应指标与其价格调整之间的关系，并从企业价格调整柔性层面检验了我国不同类型企业在出口价格调整行为对上述政策反应强烈程度方面的差异。理论和实证结果表明：（1）我国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应指标与其价格波动率呈同向变动关系，表明该政策加剧了我国企业出口价格的波动；（2）上述个体反应指标对价格波动率的边际影响指标差异与企业调整的柔性相关，中国出口企业对日本量化宽松政策反应的价格调整柔性越强，则上述边际影响指标越大。这表明，在上述政策影响下，价格调整柔性更强的企业可以通过必要的价格调整应对量化宽松政策带来的不利影响。鉴于实证结果的有力支撑，本文从以下方面为政策实践提供有益建议。首先，本文从微观层面构建并估计了我国出口企业对日本量化宽松政策的个体反应指标，综合反映了企业—产品—目的地层面的个体反应程度，为我国提供了出口企业应对日本量化宽松政策的量化监控指标。其次，本文发现日本量化宽松政策不仅影响我国对日本的出口行为，也同时影响我国企业对其他贸易伙伴国的出口行为，使我国出口企业的价格波动率增大。因此，我国应重视上述政策对我国出口的全局性影响，有效应对我国对各贸易伙伴国出口时可能出现的价格波动加剧现象。最后，本文发现，由于价格调整刚性、柔性的差异，不同类型的出口企业对日本量化宽松政策的价格调整反应强烈程度有所差异。因此，为了平抑上述外生政策冲击带来的出口价格波动，我国可以通过对不同类型企业提供差异化的政策优惠增强出口企业价格调整的柔性，弱化量化宽松政策对我国企业向各目的国出口的综合影响。（作者单位：孙浦阳，南开大学经济学院、中国特色社会主义经济建设协同创新中心；张靖佳，南开大学APEC研究中心；高恺琳，北京大学国家发展研究院；责任编辑：蒋东生）注释①2000年和2005年中国对其他国家出口额市场占比数据来自UN Comtrade 数据库。②Amiti等（2014）研究了汇率变动对企业出口价格波动的影响，即企业出口价格波动与汇率波动之间并非1∶1 的关系，而是存在一定程度的脱离，这种企业出口价格波动的汇率传导现象也成为“汇率脱离”现象。③根据汇率传导与出口价格调整模型，我们在考察“QE—汇率”因子与一国微观企业出口价格的调整行为之间的关系之外，还需要考察出口目的国汇率对一国微观企业出口价格的影响。我们将在研究假说1 和2 ，以及实证部分详细阐述。④公式推导过程均可联系作者。⑤价格调整柔性是指企业对价格调整所具有的灵活性，当企业在外部冲击下具有更强的价格调整能力时，则该企业具有更高的价格调整柔性。⑥中国海关按照国际海关所编制的“协调商品名称与编码体系”（HS编码），系统收集了进出口企业贸易的月度指标，详细汇报了每个企业的产品价值（以美元计价）、数量、贸易方式（一般贸易、加工贸易等）、运输方式（汽车、铁路、航空等）、企业名称、企业所有制形式（国有企业、外资企业等）、企业所在地（省份、城市）、出口目的地市场等信息。⑦由于每一年我国的“QE—汇率”因子都不同，因此我们用OLS 方法对该年的12个月数据样本进行估计，得到唯一的该年对应的“QE—汇率”因子。- - 63⑧Rey（2013）中对VIX 指数的描述为“The VIX is a power⁃ful index of the global financial cycle，whetherfor flows or for re ⁃turns”。⑨为了考察量化宽松个体反应指标与我国企业出口价格波动之间是否存在双向因果关系，我们通过面板数据格兰杰因果检验对此进行了分析。结果表明：量化宽松个体反应指标与我国企业出口价格波动之间并不具有显著的双向因果关系，详情可向作者索要。此外，为了处理潜在的内生性问题，我们还采用FQE 滞后一期（d.FQE ）作为其工具变量，结果表明：工具变量的回归系数仍显著为正，符合预期，详情可向作者索要。⑩为了检验计量模型是否应该运用面板固定效应回归方法，我们用Hausman 检验与F 检验的方法对模型进行了验证，详情可向作者索要。参考文献（1）陈磊、侯鹏：《量化宽松、流动性溢出与新兴市场通货膨胀》，《 财经科学》，2011年第10期。（2）戴觅、徐建炜、施炳展：《人民币汇率冲击与制造业就业——来自企业数据的经验证据》，《 管理世界》，2013年第11期。（3）李建伟、余明：《人民币有效汇率的波动及其对中国经济增长的影响》，《 世界经济》，2003年第11期。（4）李宏彬、马弘、熊艳艳、徐嫄：《人民币汇率对企业进出口贸易的影响——来自中国企业的实证研究》，《 金融研究》，2011年第2 期。（5）刘克崮、翟晨曦：《调整五大战略，应对美量化宽松政策》，《 管理世界》，2011年第4 期。（6）刘澜飚、文艺：《美国量化宽松货币政策退出对亚太经济体的影响》，《 南开学报·哲学社会科学版》，2014年第2 期。（7）Amiti，M.，Itskhoki ，O. and Konings，J. ，2014，“Import ⁃ers，Exporters ，and Exchange Rate Disconnect”，American Eco⁃nomic Review ，104（7），pp.1942~ 1978.（8）Bernanke B. 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With re ⁃spect to the complexity of monetary manipulationpractice, this article assumes three monetary policy rules that centralbank may abide by, that is Taylor rule 1 (the policy interest rate reacts to inflation, inflation expectation changes andoutput gap), Taylor rule 2 (the policy interest rate reacts to inflation target, inflation changes and output gap changes)and MacCullum rule (money supply growth rate reacts to inflation expectation and output gap changes). Bayesian esti⁃mation results show that model parameteruncertaintiesjust influence the magnitudeof monetary policy effects, ratherthan change the direction of monetary policy effects. Results also document the choice of monetary policy rules is main ⁃ly determined by macroeconomy shocks, and thesimulation analysis indicates central bank should adopt Taylor rule 2.Influence of QuantitativeEasing Policy onCorporate Export Prices:Theoryand EmpiricalEvidence Based onMicro-dataSun Puyang, Zhang Jingjia and Gao KailinThis paper studies the effects of global quantitative easing policies on corporate export pricesand its influencingmechanism, though the method of combinationgenerationsoverlapping model and corporate export prices adjustment mi ⁃cro-model. In the verification process, this paper uses the typical quantitative easing policiesfrom Japan to implementcase studies,and matchesthem with Chinesecustoms’micro-data from 2001to 2006, and then builds the marginal in ⁃fluence proxies for the effectsof global quantitative easing policieson corporate export prices. Based on these proxies,- - 187MANAGEMENTWORLDNo.112016Editor in Chief:Vice Chief_Editor:President:GeneralEditor:Sponsor:Add:Tel:Li KemuTian Yuan, HeShaohua, LuJian & Jiang DongshengGao YanjingLi ZhijunDevelopment Research Centre of the StateCouncil, P.R.C.A-20，Block13,Peace Street,ChaoyangDistrict,Beijing China（010）62112235 62111169MANAGEMENTWORLDOriginal Name: ADMINISTRATIVE WORLDwemeasure the adjustment degree of export prices to quantitative easing policies and further verify the relation be ⁃tween this adjustment degree and export adjustment flexibility. Our results first show that Japan ’s quantitative easingpolicieshave significant influences on China’scorporateexport prices and the influences mainly reflect on the same di ⁃rection co-movement between corporate reaction proxies to quantitative easing policiesand volatility of China’s corpo⁃rate export prices. Secondly, the firms with higher adjustment flexibility have stronger volatility of export prices to Japan’s quantitative easing policieswhich indicates that the export price changes to policiesare more intense among firmswith stronger price adjustment abilities. Thirdly,the results are proved to be robust taking the heterogeneity of exportfirm types and export destinations into consideration. This paper therefore provides scientific and detailed theoreticalimplications to the studies on the effects of global monetary policieson China’s real economy from the microperspec⁃tives.Strategic Conformity in Family Business: EmpiricalEvidence from Listed ChineseCorporatesGongJian and other authorsIntegrating new institutional theory and signal theory, this paper analyzes the relationship between family involve ⁃ment and strategic conformity, and the moderation effects of CEO non-duality, CEO identity and industrial performanceexpectation gap. Based on the data of listed Chinesefamily business ( 2009- 2013), wedraw the following conclusions:first, the strategic conformity level of the enterprise increases with increasing of family control rightstooffset the legitima⁃cy suspicions of outside stakeholders. Second, CEO non-duality weakens the positiverelationship between family in ⁃volvement and strategic conformity, since CEO non-duality improves the monitoringefficacyof the boards, reduces in ⁃formation asymmetry and therefore releases positivesignals regarding to effective corporate governance which weakensexternal stakeholders ’suspicions. Third, nonfamily CEO who has higher professional prestigeto ease the resource star ⁃vation of family business and focuses on firm-oriented goals instead of family-oriented ones,weakens the positiverela ⁃tionship between family involvement and strategic conformity. Moreover, whencorporate performance is above the indus⁃trial expectation level, the effectivenessof existingstrategyendorses the firm ’s legitimacy, which also weakens the pos⁃itive effect of family involvement on strategic conformity. This paper has significant theoretical and practical guidingvalues for the research on the relationship between family businesses governance structure and strategic behavior.- - 188