经济自由与实际汇率升值：来自102个经济体的经验证据.pdf

书书书云南财经大学学报 年第 期（总第 期）金融研究收稿日期：基金项目：国家社会科学基金项目“我国环境规制对经常账户的影响与应对策略研究”（）；国家自然科学基金项目“新常态下中国货币政策传导的微观机理与信贷配置效应研究”（）作者简介：揭鸿篇（），男，江西上饶人，西南财经大学中国金融研究院博士研究生，研究方向为汇率理论与政策、国际金融；刘晓辉（），男，江苏淮阴人，西南财经大学中国金融研究院教授，博士，博士生导师，研究方向为汇率理论与政策、国际金融。经济自由与实际汇率升值：来自 个经济体的经验证据揭鸿篇，刘晓辉（西南财经大学 中国金融研究院，成都 ）摘要：巴拉萨 萨缪尔森理论是实际汇率决定的经典理论。该理论及其大部分拓展研究都建立在市场完全竞争的假定条件下。然而这一假定与现实存在明显的差异。基于 年 个经济体的面板数据，实证考察经济自由对实际汇率升值的影响。基准回归结果表明，经济自由程度的增加会导致实际汇率升值。稳健性检验与内生性检验后结果依然成立。机制分析表明，经济自由程度的提高可以通过可贸易品部门的生产率渠道推动实际汇率升值。党的二十大报告指出，中国将稳步推动高标准市场体系的构建，要完善市场经济基础制度和扩大规则、规制、管理、标准等制度型开放。研究为宏观经济研究者与政策制定者理解制度因素（自由经济制度）与实际汇率变动间的关系提供了经验证据。关键词：经济自由；实际汇率；巴拉萨?萨缪尔森效应；制度型开放中图分类号：文献标志码：文章编号：（）一、引言作为开放经济中一种重要的相对价格，实际汇率变动反映了经济体间价格水平的相对变化（和 ，）。当一个经济体的实际汇率升值时，可以用比实际汇率升值前更少的出口商品（服务）换取同等的进口商品（服务）。而当一个经济体的实际汇率贬值时，则意味着需要用更多的出口商品（服务）换取同等的进口商品（服务）。也就是说，实际汇率的变动反映了经济体国际竞争力的变化。即一个经济体实际汇率升值时，其可贸易品的国际竞争力下降，反之则上升。而可贸易品国际竞争力的变化会影响生产要素在可贸易品部门和不可贸易部门之间的变动，从而对该经济体的经济结构与经济增长产生深远的影响。故实际汇率的决定是国际经济学领域持续关注的重大问题（亢宇君、刘晓辉，）。巴拉萨?萨缪尔森（）理论（或称为巴拉萨?萨缪尔森效应）是实际汇率决定的经典理论。该理论假定产品市场是完全竞争的（，；，）。大多数经典的巴拉萨?萨缪尔森理论及其后续拓展（例如，等，；胡德宝、苏基溶，；等，）都建立在市场完全竞争的假定下。然而，这一理论假定与现实存在明显的差异，大多数经济体中都存在着不同形式的经济规制政策。这些规制政策阻碍了可贸易部门生产率的提高（，）。在已有研究中，一些实证研究注意到了欧洲中部和东部国家的不可贸易品部门普遍存在的价格规制现象对实际汇率的影响（等，；和 ，）。这一地区的部分国家（如斯洛伐克、斯洛文尼亚）经历了由计划经济体制向市场经济体制过渡，经济自由程度出现了明显的变化。上述研究发现受价格管制的商品（服务）价格在经济自由化进程中上涨，导致了不可贸易品部门价格水平的提高，从而导致总体价格水平的提高和长期的实际汇率升值。然而，和 （）认为，短期内一个经济体的政策制定者出台放松经济管制政策会提高不可贸易品部门的价格水平。从长期来看，随着不可贸易品价格的上升，该经济体内部的不可贸易品产出也会逐渐增长，从而导致不可贸易品的价格会逐渐下降，使得实际汇率随之贬值。综上所述，既有研究对经济自由与实际汇率之间的关系没有得到一致的结论。现有的研究采用经济合作与发展组织（，）发布的产品市场管制指数（），是由数个不可贸易品行业的管制指数加权计算得出，只包含了不可贸易品部门的管制因素。也就是说，这些研究只关注经济自由（或去管制化）对不可贸易品部门中数个行业的影响，忽略了可贸易品部门。大量经济体在近几十年间开启了经济自由化进程，许多经济体的经济体制发生了深刻的变革。以中国为例，党的二十大报告提出，中国将稳步推动高标准市场体系的构建，进一步完善市场经济制度，逐步推进规则、规制、管理、标准等制度型开放。然而，上述研究均采用一部分欧洲经济体的数据，没有关注其他经济体（等，；和 ，）。相较于已有研究，本文有以下几个特点。第一，现有的研究仅考虑不可贸易品部门管制对实际汇率的影响，且未对影响渠道进行实证研究。本文实证检验了经济自由通过可贸易品部门生产率渠道对实际汇率变动产生的影响。第二，已有研究采用 发布的产品市场管制指数，统计范围仅包含数个不可贸易品行业，而本文采用了被学术界广泛引用的经济自由度指数（陈国荣、邓晶，），对经济自由的测度更为全面。最后，已有文献局限于研究欧洲经济体，样本量较小，其研究结论可能不适用于其他地区。本文样本涵盖了 个经济体，使研究结论更具普适性。本文的后续部分安排如下：第二部分是理论机制与研究假设；第三部分是实证设计，讨论了模型设定，并概述了本文变量选取的理论依据；第四部分是实证检验及结果分析，报告了基准回归、稳健性检验与内生性检验结果；第五部分是机制分析，考察了经济自由通过可贸易部门的生产率对实际汇率产生的影响；最后是结论与启示。二、理论机制与研究假设自 世纪 年代以来，一个被广泛认可的理念是经济自由（或称去管制化）有利于促进生产率的提高与经济增长。基于这一理念，许多经济体的经济自由化程度都有了显著的提高（和 ，）。图展示了经济自由度与实际汇率间的相关关系。其中，横轴表示经济自由度的算术平均值，纵轴表示实际汇率的算术平均值。该图初步表明经济自由度与实际汇率间存在正相关关系。也就是说，对经济自由度与实际汇率数据的观察表明，在 年间，本文 个经济体的经济自由与实际汇率数据间表现出一个典型的特征事实，即在经济自由程度提高的同时，伴随着实际汇率的升值。这一事实促使本文探索一个经济体经济自由程度的提高是否会促进该经济体实际汇率的升值？云南财经大学学报（年第 期）更多关于产品市场管制指数的讨论见 和 （）（页）、和 （）。0.00.20.40.60.81.01.21.44050607080904#7+L)图 经济自由度与实际汇率注：横轴表示经济自由度（）的算术平均值，纵轴表示实际汇率（）的算术平均值。当然，上述观察方法是粗糙的。下面结合现有研究进一步分析经济自由化与实际汇率的关系。一方面，大量关于经济自由的文献发现，经济自由程度的提高推动了生产率提高和经济增长（和 ，；等，；等，）。上述研究从不同角度分析了经济自由对生产率提升与经济增长的影响。例如，等（）认为，经济自由度的提高会降低与自我雇佣相关的交易成本。而创业行动会随着交易成本的降低而增加，即经济自由化有利于个人创业与创新。另一个例子，等（）的实证研究发现，经济自由度较高的经济体更容易吸收和内化跨国公司的先进技术和管理经验，并促进东道国的经济增长。也就是说，一个经济体经济自由度的提升可能有利于该经济体技术与管理水平的进步。另一方面，巴拉萨 萨缪尔森理论认为可贸易部门的生产率增长（或经济增长）会导致实际汇率升值。具体来说，巴拉萨 萨缪尔森理论假定本国是一个小型开放经济体（）。本国和外国的经济部门都是由可贸易品部门与不可贸易品部门构成的。本国与外国的可贸易商品价格相同，而一价定律在不可贸易品部门不成立。可贸易品部门的生产率高于不可贸易品部门生产率，本国和外国的不可贸易品部门生产率一致且变化较小。可贸易部门生产率的提高将增加可贸易品部门工人的实际工资。在劳动力市场充分就业且劳动力在两部门间自由流动的假定下，不可贸易品部门的工人工资也会随着可贸易品部门工资的提高而上涨。因此，不可贸易品部门的价格水平也会随着上涨，最终导致本国整体价格水平上升与实际汇率升值（，；，）。综合上述理论分析，经典巴拉萨 萨缪尔森假定市场完全竞争所面临经验证据的挑战与对实际数据的初步观察促使本文思考：一个经济体的经济自由程度上升是否会导致其实际汇率升值？对此，本文提出以下两个假设：假设 ：经济自由程度的提高会导致实际汇率升值。假设 ：经济自由程度的提高会促进可贸易品部门生产率的提升，进而导致实际汇率升值。三、实证设计（一）模型设定在设定基准回归的模型形式前，需要确定各变量的平稳性。表 为被解释变量、解释变量、控制变量与渠道变量的面板单位根检验结果。面板单位根检验结果表明所有变量都是平稳的，因此本研究可以采用普通最小二乘法（）回归实证研究经济自由对实际汇率的影响。基准模型设定也参考了已有相关研究的模型设定。具体来说，基准模型的设定与关于经济自由揭鸿篇，刘晓辉：经济自由与实际汇率升值：来自 个经济体的经验证据（等，）或实际汇率（和 ，；等，；等，）的经验研究是一致的。例如，等（）使用 回归分析了经济自由对董事会多样性的影响。另一个例子，等（）采用 回归研究了实际汇率与经济增长之间的关系。其采用的是来自 的实际汇率数据，与本研究一致。在稳健性检验中，其采用了 的实际有效汇率，与本研究相同。此外，等（）也采用 回归实证研究了结构变化对实际汇率的影响。综上所述，面板单位根检验结果与已有研究都支持采用 回归实证研究经济自由对实际汇率的影响。表 面板单位根检验变量面板单位根检验统计量（值）注：、和 是平衡面板数据，采用 检验；、和 是非平衡面板数据，采用 检验；和 单位根检验方法的原假设是面板数据存在单位根。本文的基准回归采用时间和个体固定效应模型研究经济自由对实际汇率的影响。采用聚类标准误，聚类在经济体层面。时间和个体固定效应模型设定见式（）：（）其中，和 分别表示被解释变量（实际汇率）和控制变量。表示解释变量（经济自由度）。表示变量的自然对数形式。和 分别表示实际汇率与控制变量的系数。、和 分别表示常数项、时间固定效应、个体固定效应和残差项。表示第 个经济体。表示时间。和 分别表示控制变量总数与第 个控制变量。（二）变量说明与数据来源采用 个经济体的非平衡面板数据（年）检验了经济自由对实际汇率升值的影响。首先，基于世界银行的经济体分类（），剔除正经历战争、地区冲突或深度负债的经济体。此外，本文也剔除了缺乏数据的经济体。其次，本文样本期始于 年，这是华尔街日报与传统基金会（）开始发布完整的经济自由度指数（）的时间，样本期终于 云南财经大学学报（年第 期）年，这是荷兰格罗宁根大学的格罗宁根增长与发展中心（，）发布的 数据的最新日期。本文经验研究中采用的变量分别是被解释变量、关键解释变量、控制变量和渠道变量，变量数据来源见表 。表 变量描述与数据来源变量变量描述数据来源 消费价格水平衡量的实际汇率 支出价格水平衡量的实际汇率 产出价格水平衡量的实际汇率 实际有效汇率（）国际货币基金组织（）经济自由度指数（）华尔街日报与传统基金会（）世界经济自由度指数（）加拿大弗雷泽研究所（）汇率制度分类（）等（）经常账户（）政府支出（）世界发展指数，世界银行（，）老年人口抚养比（，）世界发展指数，世界银行（，）国外净资产（）世界银行 投资占 比重 人均实际 （）全要素生产率（）注：由荷兰格罗宁根大学格罗宁根增长与发展中心（，）发布。被解释变量本文的被解释变量是实际汇率。实际汇率的实质是经济体间的相对价格水平（亢宇君、刘晓辉，；杨盼盼、徐建炜，）。也就是说，实际汇率反映的是两个经济体间整体价格水平的比揭鸿篇，刘晓辉：经济自由与实际汇率升值：来自 个经济体的经验证据详细的经济体名称如下：阿尔巴尼亚、阿根廷、埃及、爱尔兰、爱沙尼亚、奥地利、澳大利亚、巴巴多斯、巴哈马群岛、巴基斯坦、巴拉圭、巴林、巴拿马、巴西、白俄罗斯、保加利亚、比利时、冰岛、波兰、波斯尼亚和黑塞哥维那、伯利兹、博茨瓦纳、丹麦、德国、多米尼加共和国、法国、菲律宾、斐济、芬兰、佛得角、哥伦比亚、哥斯达黎加、格鲁吉亚、圭亚那、韩国、荷兰、吉尔吉斯斯坦、几内亚比绍、加拿大、柬埔寨、捷克、克罗地亚、肯尼亚、拉脱维亚、莱索托、老挝、立陶宛、卢森堡、罗马尼亚、马耳他、马来西亚、毛里求斯、美国、蒙古国、孟加拉国、秘鲁、摩尔多瓦、摩洛哥、莫桑比克、墨西哥、纳米比亚、南非、尼泊尔、挪威、葡萄牙、日本、瑞典、瑞士、萨尔瓦多、塞浦路斯、斯里兰卡、斯洛伐克、斯洛文尼亚、斯威士兰、苏里南、塔吉克斯坦、泰国、特立尼达和多巴哥、突尼斯、土耳其、土库曼斯坦、危地马拉、乌克兰、乌拉圭、乌兹别克斯坦、西班牙、希腊、新加坡、新西兰、匈牙利、牙买加、亚美尼亚、以色列、意大利、印度、英国、约旦、越南、智利、中国、中国台湾、中国香港。率。参考既有研究（亢宇君、刘晓辉，；，；和 ，；等，；等，），使用 （下文简称 ）中的实际汇率。的实际汇率是采用购买力平价汇率除以名义汇率得到的。其计算方法如式（）所示（等，）。（）其中，是经济体 的 （支出法）组成部分 所对应的购买力平价汇率（）；是名义汇率（一单位美元对应的本国货币数量）；就是 中计算得出的基于价格水平衡量的实际汇率，即 等（）所指的实际汇率。这些实际汇率包括基于消费者价格指数、支出价格指数和产出价格指数衡量的实际汇率。上述实际汇率是以美国的价格水平作为基准，其他经济体与美国比较得出的。基于价格水平衡量的实际汇率数值下降意味着经济体的价格水平相对于美国的价格水平下降，实际汇率贬值；反之则表示实际汇率升值。基于以下考虑，在基准回归中采用来源于 的实际汇率而不是来自国际清算银行（，）与国际货币基金组织（，）的实际汇率数据。首先，本文的经验研究要求各经济体的实际汇率数据具备可比性。巴拉萨?萨缪尔森理论基于可贸易品生产率的角度，解释了截面经济体间收入水平与实际汇率间的正向相关关系。本文基于巴拉萨?萨缪尔森理论的实证研究，同样需要基于可贸易品生产率的视角解释实际汇率的变动。因此，本文要求实际汇率数据具备截面经济体间的可比性。其次，和 发布的实际汇率数据通常采用名义汇率和消费者价格指数（，）计算，也有部分经济体使用名义汇率和单位劳动成本指数。且不同经济体的 是基于不同的商品篮子构成与权重设定计算得到的（，）。也就是说，在不同经济体间，实际汇率的计算方法是的不一致（和 ，）。这意味着 与 发布的实际汇率数据的可比性是存在一定疑问的。最后，不同于国际清算银行与国际货币基金组织发布的实际汇率所采用的数据来源，的价格数据源自联合国国家间比较项目（）收集的丰富微观价格数据。其调查统计了各经济体可比的价格信息，并根据价格信息计算了各经济体的购买力平价汇率。也就是说，相较于其他实际汇率数据，发布的实际汇率可以在很大程度上保证经济体间价格数据在截面维度上的可比性与在时间维度上的一致性（亢宇君、刘晓辉，）。此外，在稳健性检验中，也采用 发布的实际有效汇率（）代表实际汇率。关键解释变量本文的关键解释变量是经济自由（或称经济去管制化）。经济自由化可以定义为“政府对商品（服务）的生产、分配和消费相关规制政策的放松”（等，）。作为测度经济自由的指数，经济自由度指数和世界经济自由度（）指数在现有研究中被广泛采用（项卫星、李宏瑾，；项卫星等，；，；易先忠等，）。一个经济体的经济自由度指数的数值越高，说明其经济自由程度越高。华尔街日报与美国传统基金会从 年起每年发布完整的经济自由度指数数据，指标内容涵盖法律制度、政府规模、政府规制和市场开放程度四个方面的 个分类指标。考虑到经济自由度指数较世界经济自由度指数更好地维持了测度方法的连续性与一致性（项卫星、李宏瑾，），在实证研究中主要采用经济自由度指数。在稳健性检验中，采用了世界经济自由度指数。控制变量与渠道变量参考已有文献，选用以下六个可能对实际汇率变动产生影响的控制变量：汇率制度分类（和云南财经大学学报（年第 期）有的研究认为经济自由是发挥市场经济机制的前提和基础，因此经济自由度也可以视为市场制度环境的代理变量（易先忠等，）。，）、经常账户（和 ，）、政府支出（和 ，）、老年人口抚养比（和 ，）、国外净资产（等，）和投资占 比重（等，）。详细的数据来源见表 。本文的渠道变量是可贸易品部门生产率。考虑到数据的可得性，参考既有研究（例如，和 ，；等，；韩保庆、王胜今，）的做法，采用人均实际国内生产总值（）作为可贸易部门生产率的代理变量，数据来自 。此外，在稳健性检验中，参考韩保庆、王胜今（）的做法，采用全要素生产率（）作为可贸易品部门生产率的代理变量，数据来自 。四、实证检验及结果分析（一）基准回归结果本文的被解释变量是实际汇率，有三种衡量方式，表 为基准回归结果的被解释变量，分别对应消费者价格水平（）、支出价格水平（）和产出价格水平（）衡量的实际汇率。基准回归结果表明解释变量（）系数为正且显著异于零。也就是说，经济自由与实际汇率间是正相关关系。在不含控制变量的回归（、和组）中，解释变量系数在 和 之间波动。在含控制变量的回归（、和 组）中，解释变量系数在 和 之间波动。因此，基准回归的结果对 中三种不同测度方法的实际汇率指标都是稳健的。表 基准回归检验变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）常数项 （）（）（）（）（）（）经济体控制控制控制控制控制控制揭鸿篇，刘晓辉：经济自由与实际汇率升值：来自 个经济体的经验证据表 （续）变量（）（）（）（）（）（）年份控制控制控制控制控制控制样本量 经济体数量 （组内）注：括号内为国家（地区）层面聚类标准误；、和 分别表示 、和 的显著性水平。（二）稳健性检验首先，为了考察基准回归结果是否会因为解释变量数据来源的改变而产生差异，采用加拿大弗雷泽研究所发布的世界经济自由度指数替代了基准回归中由华尔街日报与传统基金会发布的经济自由度指数。其次，为了考察基准回归结果是否受被解释变量数据来源影响，采用国际货币基金组织发布的实际有效汇率替代了基准回归中 中包含的实际汇率指标。最后，为了降低本文数据集潜在的测量误差，减少数据短期波动对基准回归结果的影响，采用数据集的三年平均值与三年移动平均值重新估计了基准模型。更换解释变量表 为采用世界经济自由度指数（）作为解释变量的回归结果。其中，（）、（）和（）回归结果的被解释变量分别是以消费价格水平衡量的实际汇率（）、支出价格水平衡量的实际汇率（）和产出价格水平衡量的实际汇率（）。表 的检验结果与表 中基准回归结果得到的结论是一致的，即经济自由程度的提高与实际汇率升值间存在正相关关系，且控制变量的加入不会对这一关系产生影响。也就是说，解释变量数据来源的差异不会影响本文的结论。更换被解释变量表 中（）组回归采用实际有效汇率（）作为被解释变量。也就是说，本文考虑了更换被解释变量对基准回归结果的影响。表 的检验结果与表 中基准回归结果得到的结论是一致的，即经济自由度与实际汇率升值间存在正相关关系，被解释变量数据来源的变化不会对这一关系产生影响。表 稳健性检验（更换解释变量与被解释变量）变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）云南财经大学学报（年第 期）表 （续）变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）常数项 （）（）（）（）经济体控制控制控制控制年份控制控制控制控制样本量 经济体数量 （组内）注：括号内为国家（地区）层面聚类标准误；、和 分别表示 、和 的显著性水平。样本平均与移动平均为了降低本文数据集潜在的测量误差，减少数据短期波动对回归结果的影响，参考亢宇君、刘晓辉（）与韩保庆、王胜今（）的做法，分别对数据集取三年平均值与三年移动平均值。首先，对于三年平均值，将 年的样本数据按照时间的先后分为 组，再采用这 组数据计算均值，得到新的数据集。其次，对于三年移动平均值，采用 程序计算得到新的数据集。最后，采用数据集三年平均值和三年移动平均值重新进行了基准模型估计。表 中（）至（）与（）至（）回归分别为三年平均回归结果和三年移动平均回归结果。表 的回归结果表明，经济自由度程度的提高会促进实际汇率升值，与基准回归得到的结论是一致的。这意味着本文的结论是稳健的，不受数据短期波动的影响。表 三年平均与三年移动平均回归结果变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）揭鸿篇，刘晓辉：经济自由与实际汇率升值：来自 个经济体的经验证据表 （续）变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）常数项 （）（）（）（）（）（）经济体控制控制控制控制控制控制年份控制控制控制控制控制控制样本量 经济体数量 （组内）数据处理方法三年平均三年移动平均注：（）至（）是三年平均回归结果，（）至（）是三年移动平均回归结果；括号内为国家（地区）层面聚类标准误；、和 分别表示 、和 的显著性水平。（三）内生性考虑到实际汇率也存在影响经济自由的可能性，基准回归有可能会存在内生性问题。为此，采用面板工具变量方法，对模型进行广义矩（，）估计，从而缓解内生性问题对估计结果可能产生的影响。在选取变量作为工具变量时，其应当满足相关性与外生性。具体来说，一方面，是工具变量和内生变量间应存在相关性；另一方面，外生性意味着工具变量和扰动项之间应不存在相关性。分别采用两种工具变量对模型进行重新估计。第一种工具变量借鉴既有研究构造工具变量的方法（亢宇君、刘晓辉，；等，），使用滞后 年经济自由变量的平方项和立方项作为其工具变量。一方面，从当期看，经济自由变量的滞后项的数值是固定的，与当期的扰动项不相关。也就是说，采用其作为工具变量，估计结果受反向因果关系影响的可能性较小（等，）。另一方面，解释变量的滞后期与其当期项密切相关。因此，采用解释变量滞后期作为工具变量满足相关性与外生性。此外，采用滞后内生变量的平方项和立方项作为工具变量，还可以反映其与内生变量间的非线性关系（亢宇君、刘晓辉，）。第二种工具变量借鉴易先忠等（）的方法，采用欧洲语言作为经济自由变量的工具变量，相关数据来自 和 （）。一方面，有过被殖民历史的经济体现在使用欧洲语言的人口比重可以反映欧洲对该经济体的影响力。欧洲作为市场经济的发源地，其对经济体的影响力可以在一定程度上解释各经济体的制度差异（，；方颖、赵扬，）。经济自由作为发挥市场经济机制的重要前提和基础之一，可以在一定程度上体现市场经济制度的完善程度（易先忠等，云南财经大学学报（年第 期）。也就是说，经济体中使用欧洲语言的人口比重越高，该经济体越有可能推行经济自由化的相关政策。另一方面，该历史变量不会对当期的实际汇率产生影响。因此，采用欧洲语言作为经济自由变量的工具变量，满足相关性与外生性要求。表 和表 分别为第一种工具变量和第二种工具变量的估计结果。首先，表 和表 的 检验 值表明，可以在 的显著性水平上拒绝工具变量弱识别的原假设。也就是说，内生解释变量和工具变量存在相关性，在统计学意义上不需要考虑弱工具变量问题。其次，在（）组工具变量回归中，工具变量数量大于内生解释变量数量，可以进行过度识别检验。该检验的原假设是工具变量与扰动项不相关。表 的 检验 值均大于 ，无法拒绝原假设。这意味着工具变量是有效的，满足外生性的要求。最后，表 和表 回归结果表明解释变量的系数在 的显著性水平上显著为正。也就是说，在采用工具变量方法后，经济自由仍然对实际汇率升值有着显著的正向促进作用。表 工具变量回归（）变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）个体（时间）固定效应控制控制控制样本量 第一阶段回归结果检验 值 检验 值 注：检验拒绝原假设意味着内生解释变量和工具变量存在相关性，在统计学意义上不需要考虑弱工具变量问题；检验不拒绝原假设意味着工具变量在统计学意义上是有效的；括号内为国家（地区）层面聚类标准误；和 分别表示 和 的显著性水平。揭鸿篇，刘晓辉：经济自由与实际汇率升值：来自 个经济体的经验证据表 工具变量回归（）变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）样本量 第一阶段回归结果检验 值 注：在“恰好识别”的条件下，如果 检验 值可以拒绝原假设，则欧洲语言工具变量在统计学意义上不需要考虑弱工具变量的问题，是有效的工具变量（易先忠等，）；括号内为国家（地区）层面聚类标准误；、分别表示 、的显著性水平。五、机制分析参考 和 （）、王伟同和周佳音（）、李仲武和冯学良（）所采用的机制分析方法，检验经济自由可能影响实际汇率的影响渠道（）：可贸易品部门的生产率（）。该方法的基本思路如下：在基准回归中加入渠道变量，通过观察解释变量估计系数的变化来判断上述传导机制是否存在以及传导方向。具体来说，如果解释变量和渠道变量正向影响被解释变量，且在基准回归加入渠道变量后解释变量的估计系数变小，则可以结合文献分析推测解释变量会正向影响渠道变量，进而正向影响被解释变量。也就是说，该渠道变量是存在的。其是解释变量影响被解释变量的正向传导机制（李仲武、冯学良，）。在基准回归中加入渠道变量得到式（）。（）若 与 相关且 的系数估计值在加入 作为协变量后降低，那么可以认为经济自由会通过可贸易品部门生产率影响实际汇率。表 的回归结果如下：首先，在加入渠道变量后，渠道变量在 的显著性水平上显著，即可贸易品生产率与实际汇率正相关；其次，相较云南财经大学学报（年第 期）更多详细的讨论见李仲武和冯学良（）（页）、和 （）（页）。于表 的基准回归结果，系数显著降低且在 的显著性水平上不显著。也就是说，经济自由可以通过影响可贸易品部门生产率，进而影响实际汇率；最后，表 为两种可贸易品部门生产率的代理变量的回归结果。结果表明可贸易部门生产率的数据来源差异不会影响结论，即机制分析结论是稳健的。表 机制分析估计结果变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）常数项 （）（）（）（）（）（）经济体控制控制控制控制控制控制年份控制控制控制控制控制控制样本量 经济体数量 （组内）注：括号内为国家（地区）层面聚类标准误；、和 分别表示 、和 的显著性水平。六、结论与启示基于巴拉萨 萨缪尔森理论，提出假设并利用 个经济体面板数据实证检验了经济自由对实际汇率的影响及其传导机制。主要结论如下：首先，经验证据支持本文的理论分析，表明经济自由对实际汇率升值有积极影响。其次，不同于现有的文献专注经济自由（去管制）对不可贸易品部门的影揭鸿篇，刘晓辉：经济自由与实际汇率升值：来自 个经济体的经验证据响，机制分析结果表明，可贸易部门的生产率是连接经济自由化和实际汇率的重要渠道。一个经济体的经济自由化进程会推动该经济体可贸易品部门生产率的提升，从而促进其实际汇率升值。最后，结论通过了一系列稳健性检验与内生性检验，对不同的计量经济学方法与不同的数据来源都是稳健的。根据以上结论，得到如下启示。首先，本文的经验证据为实际汇率升值提供了一个可能的解释，即有利于市场充分竞争的改革政策（放松管制）可能是实际汇率升值的重要影响因素之一。第二，作为国际金融学领域的重要研究方向，对于实际汇率决定的研究有助于分析国内预期通胀水平和名义汇率的长期走势（韩保庆、王胜今，）。因此，本文的研究为相关宏观经济的研究与宏观经济政策制定提供了参考。最后，研究为政策制定者理解经济制度因素与汇率变动间的关系提供了经验证据。以中国为例，年发布的“十四五”规划提出要逐步破除经济制度障碍，持续扩大开放，不断深化要素流动型开放，稳步拓展制度型开放，实现国内国际双循环互促共进。因此，在可以预见的未来，中国的经济自由程度将进一步提升。相关汇率政策的制定应将经济自由对实际汇率长期走势的影响考虑在内。参考文献：，：亢宇君，刘晓辉 可贸易品部门企业异质性、出口产品分散化与实际汇率 世界经济，（）：，（）：，（）：，：?，（）：胡德宝，苏基溶 政府消费、贸易条件、生产率与人民币汇率 基于巴拉萨萨缪尔森效应的扩展研究 金融研究，（）：，：，：，：，：？，（）：，（）：，（）：，：，陈国荣，邓晶 外资竞争会影响东道国经济自由度吗？云南财经大学学报，（）：，？，（）：，：，云南财经大学学报（年第 期）：，：，：，：，（）：，：，：，：杨盼盼，徐建炜 实际汇率的概念、测度及影响因素研究：文献综述 世界经济，（）：，（）：，（）：，：项卫星，李宏瑾 经济自由与经济增长：来自各国的证据 南开经济研究，（）：项卫星，李宏瑾，徐爽 危机后对“华盛顿共识”和“北京共识”的思考 关于经济自由与经济增长的经验分析 世界经济研究，（）：，：？，（）：易先忠，包群，高凌云，张亚斌 出口与内需的结构背离：成因及影响 经济研究，（）：，（）：，？，（）：，（）：，（）：韩保庆，王胜今 人口老龄化通过需求侧对实际汇率的影响 世界经济研究，（）：，：，？，（）：，（）：方颖，赵扬 寻找制度的工具变量：估计产权保护对中国经济增长的贡献 经济研究，（）：，（）：王伟同，周佳音 互联网与社会信任：微观证据与影响机制 财贸经济，（）：李仲武，冯学良 互联网使用提升了个体环保参与度吗？环境经济研究，（）：责任编辑、校对：张友双揭鸿篇，刘晓辉：经济自由与实际汇率升值：来自 个经济体的经验证据 ：，（，）：，？，（）：；云南财经大学学报（年第 期）