王春平，賽志毅

(1.北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京100732;2.威海市商業(yè)銀行，山東威海264299;3.山東大學(xué)(威海)商學(xué)院，山東 威海264299)

一、引 言

現(xiàn)實(shí)匯率是與均衡匯率相對(duì)應(yīng)的一個(gè)概念，它是指經(jīng)濟(jì)中現(xiàn)實(shí)存在的匯率水平，當(dāng)它的表示口徑與均衡匯率相一致時(shí)，便可與均衡匯率相比較?，F(xiàn)實(shí)匯率對(duì)均衡匯率水平的偏離即是現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)，在間接標(biāo)價(jià)法下，若現(xiàn)實(shí)匯率低于均衡匯率則是現(xiàn)實(shí)匯率水平的低估，直接標(biāo)價(jià)時(shí)情況正好相反。

現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)會(huì)對(duì)一國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要影響。以現(xiàn)實(shí)匯率低估為例，在馬歇爾——勒納條件成立時(shí)，會(huì)增強(qiáng)出口產(chǎn)品的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力，從而出促進(jìn)出口并抑制進(jìn)口，會(huì)帶來國內(nèi)通貨膨脹壓力;另一方面，匯率低估增強(qiáng)了本國經(jīng)濟(jì)對(duì)外部市場(chǎng)的依賴性，同時(shí)客觀上給高能耗、低附加值的出口產(chǎn)業(yè)提供了價(jià)格保護(hù)，給產(chǎn)業(yè)升級(jí)帶來不利影響，這會(huì)加速本國實(shí)際資源的消費(fèi)，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看不利于本國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。2001年加入世界貿(mào)易組織以來，我國對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，2012年外貿(mào)依存度46.8%，國際收支持續(xù)大幅順差，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率水平自2003年后屢遭美日歐等國的非議;與此同時(shí)，我國能源消費(fèi)也迅速增長(zhǎng)，2012年全國能源消費(fèi)總量36.2億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，較2003年的17.5億噸標(biāo)準(zhǔn)煤增長(zhǎng)106.9%，年增增長(zhǎng)11.9%。按國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的統(tǒng)計(jì)公報(bào)，2012年國內(nèi)生產(chǎn)總值519322億元，平均每萬元GDP消耗能源0.697噸標(biāo)準(zhǔn)煤，當(dāng)年貿(mào)易順差為2311億美元，按年末匯率折算后凈出口的能源為1.013億噸標(biāo)準(zhǔn)煤;霧霾天氣屢次出現(xiàn)，二氧化碳排放量也已位居世界前列。人民幣現(xiàn)實(shí)匯率是否存在嚴(yán)重低估?如果存在，其低估水平有沒有對(duì)我國的能源消耗產(chǎn)生影響，從而影響到我國的可持續(xù)發(fā)展?

均衡匯率只能通過一定的方法來估計(jì)才能得到。我國學(xué)者在借鑒西方均衡匯率理論模型的基礎(chǔ)上結(jié)合中國實(shí)際研究了人民幣現(xiàn)實(shí)匯率水平的合理性。代表性文獻(xiàn)包括金中夏(1995)①、張曉樸(2000)②、劉莉亞和任若恩(2002)③王維國和黃萬陽(2005)④等。這些研究大多限于測(cè)算人民幣現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)程度并分析失調(diào)的原因，而對(duì)現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)產(chǎn)生的影響沒做進(jìn)一步分析。唐國興和徐建剛(2003)⑤以購買力平價(jià)理論為基礎(chǔ)，研究了人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，結(jié)果表明人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)我國進(jìn)口、出口和投資均產(chǎn)生顯著地負(fù)影響。吳麗華和王鋒(2006)⑥運(yùn)用行為均衡匯率模型和協(xié)整理論，測(cè)算1984—2004年人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位的季度狀況并分階段的考察了人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)出口都產(chǎn)生了顯著地負(fù)面效應(yīng)。

在改革開放階段，人民幣匯率體制是不斷變化和完善的，匯率體制的變遷在很大程度上對(duì)均衡匯率水平以及現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)的形成產(chǎn)生重要影響，是一個(gè)不可忽略的重要因素。由于均衡匯率模型自身的限制，以往文獻(xiàn)所選取的自變量都是定量化經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，而對(duì)無法量化的外部沖擊則很少考慮，從而對(duì)匯率失調(diào)水平測(cè)度的準(zhǔn)確性產(chǎn)生影響，進(jìn)而也影響了匯率失調(diào)效應(yīng)的準(zhǔn)確性。王維國和黃萬陽(2005)雖然通過設(shè)置虛擬變量考慮了外部沖擊的作用，但建模時(shí)沒有對(duì)人民幣匯率指標(biāo)的數(shù)據(jù)生成過程進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)。

現(xiàn)實(shí)匯率低估的直接效應(yīng)表現(xiàn)在對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易額的影響上，而從更深的層次看，現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)由于改變了國內(nèi)外價(jià)格水平對(duì)比的合理性而影響了資源在國際間的配置，特別是造成國內(nèi)實(shí)際資源的大量輸出，其中包括不可再生的能源，這無疑會(huì)影響本國發(fā)展的可持續(xù)性。目前研究人民幣匯率水平與中國能源消費(fèi)關(guān)系的文獻(xiàn)較少，而研究現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)影響中國能源消耗的文獻(xiàn)更為鮮見。本文在測(cè)度人民幣均衡匯率水平的基礎(chǔ)上，分析現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)對(duì)我國能源消耗的影響，評(píng)價(jià)現(xiàn)實(shí)匯率對(duì)我國實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要作用并提出相關(guān)的對(duì)策建議。本文第二部分對(duì)現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)影響能源消耗進(jìn)行理論分析，第三部分建立人民幣均衡實(shí)際匯率模型測(cè)算現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)程度，第四部分實(shí)證研究人民幣現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)水平與我國能源消耗之間的關(guān)系，第五部分為相關(guān)結(jié)論。

二、現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系

假設(shè)一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的構(gòu)成符合柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，即

M為技術(shù)水平，L為勞動(dòng)力投入，K為包括能源、土地、資金、設(shè)備在內(nèi)的資本投入;α、β、γ為各要素的貢獻(xiàn)比例，均大于零。假設(shè)企業(yè)追求最大化利益，使邊際勞動(dòng)產(chǎn)出等于工資W，邊際資本產(chǎn)出等于利率R，則有

(3)式除以(2)式得

將(4)式代入(1)式，取自然對(duì)數(shù)，整理得

由于 α、β、γ 均大于零，所以 C1、C2、C3均大于零，C0的大小待定。則有

以間接標(biāo)價(jià)法表示匯率水平，現(xiàn)實(shí)匯率指標(biāo)值越小表示本幣幣值越低。以MIS表示現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)，其值為現(xiàn)實(shí)匯率與均衡匯率之差占均衡匯率值的比重。MIS小于零表示本幣幣值低估，大于零則表示高估，分別考察MIS與(5)式中各變量之間的關(guān)系，有:

除了資本投入總量增加帶來的資源耗費(fèi)外，現(xiàn)實(shí)匯率低估還使得國外資源價(jià)格相對(duì)昂貴，本國資源相對(duì)低廉，從而會(huì)減少對(duì)外國資源的進(jìn)口，加大對(duì)本國資源的耗費(fèi)。由此可見，現(xiàn)實(shí)匯率低估延緩了一國技術(shù)水平的提升，同時(shí)又加大了資本和勞動(dòng)力的投入，最終結(jié)果只能是加速了本國資源的消費(fèi)，是典型的外延式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，現(xiàn)實(shí)匯率低估程度與本國能源消費(fèi)之間存在正相關(guān)關(guān)系，在用間接標(biāo)價(jià)法表示匯率水平時(shí)，在數(shù)量關(guān)系上表現(xiàn)為MIS越小，本國能源消費(fèi)越多。我們可用圖1來表示MIS與能源消費(fèi)(用ENERGY表示)。

圖1 現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)與本國能源消費(fèi)

圖1中橫軸ENERGY表示本國對(duì)國內(nèi)能源的消費(fèi)量，縱軸MIS表示本幣現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)程度，其正半軸表示現(xiàn)實(shí)匯率高估，負(fù)半軸表示現(xiàn)實(shí)匯率低估。在匯率高估的象限內(nèi)，由于本幣高估會(huì)降低進(jìn)口成本，增加對(duì)國外資源的消費(fèi)，本國能源消費(fèi)相對(duì)減少，同時(shí)出口部門價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力減弱，會(huì)促進(jìn)提高產(chǎn)品附加值和生產(chǎn)效率，降低產(chǎn)品成本，減少單位能耗。隨著現(xiàn)實(shí)匯率高估的加重，出口減少，生產(chǎn)規(guī)?？s減，能源消費(fèi)隨之降低。在匯率低估的象限內(nèi)，MIS越小表示本幣低估越嚴(yán)重，在進(jìn)口成本上升、出口價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力增強(qiáng)、產(chǎn)品升級(jí)遲緩等因素的共同作用下，ENERGY數(shù)值變大。因此表示現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)與本國能源消費(fèi)關(guān)系的曲線E向右下方傾斜，ENERGY*表示均衡匯率水平下的能源消費(fèi)量。當(dāng)本國發(fā)生技術(shù)進(jìn)步、國際市場(chǎng)需求增加等外部因素沖擊時(shí)，E曲線會(huì)向左平移至E'。

三、人民幣現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)的測(cè)度

本文首先建立人民幣均衡匯率模型，測(cè)算人民幣均衡匯率水平，然后比較現(xiàn)實(shí)匯率對(duì)均衡匯率的偏離程度即為人民幣現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)水平。

(一)基于結(jié)構(gòu)突變的人民幣均衡實(shí)際匯率模型

行為均衡匯率理論(Clark，Peter B.和 MacDonald，1998)⑦利用簡(jiǎn)約單一模型來估計(jì)均衡匯率，技術(shù)操作較為簡(jiǎn)便。發(fā)展中國家均衡實(shí)際匯率理論(Edwards，1989;Elbadawi，1994)⑧⑨則具體指明了中長(zhǎng)期基本經(jīng)濟(jì)要素的選取原則和方法。以行為均衡匯率理論為基礎(chǔ)，結(jié)合均衡實(shí)際匯率理論對(duì)發(fā)展中國家基本經(jīng)濟(jì)要素選取的考證，可以構(gòu)建人民幣均衡實(shí)際有效匯率決定模型。

1.變量選取與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)均衡實(shí)際匯率理論，本文選取可能影響人民幣均衡匯率的對(duì)外開放度、貿(mào)易條件、技術(shù)進(jìn)步、投資水平、貿(mào)易保護(hù)程度、財(cái)政政策、貨幣政策等基本經(jīng)濟(jì)要素為變量，通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)進(jìn)行篩選。以外貿(mào)依存度表示開放程度(OPEN)，以關(guān)稅收入占進(jìn)出口額的比重表示貿(mào)易保護(hù)程度(TAR)，以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額(INV)表示投資水平，以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)表示的全員勞動(dòng)生產(chǎn)率(AGDP)代表技術(shù)進(jìn)步，以財(cái)政支出(GOVE)表示財(cái)政政策，以名義貨幣余額(M1)表示貨幣政策，對(duì)貿(mào)易條件(TOT)，以歷年出口額與進(jìn)口額相比得到的整體貿(mào)易條件表示，比值增大，說明貿(mào)易條件改善。各變量數(shù)據(jù)樣本為1980年～2008年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、中國資訊行(高校財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫)和歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。人民幣匯率以國際貨幣基金組織提供的人民幣實(shí)際有效匯率(REER)表示，來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統(tǒng)計(jì)(IFS)數(shù)據(jù)庫(以2005年為100)，除REER外的各種數(shù)據(jù)都以1980年為100進(jìn)行了指數(shù)化處理。需要說明的是IFS提供的實(shí)際有效匯率是以間接標(biāo)價(jià)法表示的，因此REER數(shù)值越小，表明人民幣幣值越低，即以實(shí)際有效匯率表示的現(xiàn)實(shí)匯率值小于均衡匯率時(shí)表示幣值低估，反之為高估。

以上所有變量均取自然對(duì)數(shù)，即以“LREER”表示取對(duì)數(shù)的實(shí)際有效匯率，其他變量依此類推。文中的計(jì)量分析使用Eviews6.01軟件實(shí)現(xiàn)。

2.對(duì)數(shù)據(jù)序列的單位根檢驗(yàn)

由于在模型中無法用定量指標(biāo)表示匯率體制的變化，只能將體制變化對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的影響作為外部沖擊，沖擊的結(jié)果表現(xiàn)為L(zhǎng)REER數(shù)據(jù)生成過程的結(jié)構(gòu)突變。因此，需要對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)，對(duì)其他變量，則直接進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

人民幣匯率體制最為顯著的變化是在1994年，這一年人民幣官方匯率水平與調(diào)劑市場(chǎng)匯率并軌，人民幣官方匯率對(duì)美元貶值33.33%;人民幣實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度。為了反映官方匯率調(diào)整的影響，本文假設(shè)1994年為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，構(gòu)建突變模型

式中:

t:時(shí)間變量，t=(1，2，3…，24);

tT:假設(shè)的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn);

DT:虛擬變量且 DT=0，t≤tT;DT=1，t＞ tT

a0:常數(shù)項(xiàng);

b0:時(shí)間系數(shù);

a1，b1:時(shí)變系數(shù)。

為了表示模型中時(shí)間參數(shù)的變化，令H=DT×t，以1994年為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，即當(dāng)t≤15時(shí)DT=0，t＞15時(shí)DT=1，回歸后檢驗(yàn)結(jié)果如下:

Perron提供的“結(jié)構(gòu)變化的單位根檢驗(yàn)的漸進(jìn)雙尾臨界值表”⑩中1%的臨界值為 －5.57，由于 －5.38 ＞ －5.57，因此接受LREER為結(jié)構(gòu)突變的單位根過程的原假設(shè)并確定1994年結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)。因此，取自然對(duì)數(shù)的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)序列是一個(gè)結(jié)構(gòu)突變的單位根過程。對(duì)其他變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 變量序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表1中，除LINV外，各變量均為一階單整的時(shí)間序列?？紤]到LINV的ADF值較為接近5%的臨界值，筆者選用標(biāo)準(zhǔn)更為嚴(yán)格的Phillips－Perron單位根檢驗(yàn)，在包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，截?cái)鄿箜?xiàng)為1時(shí)，LINV的PP值為－2.12，明顯大于5%的臨界值－3.58，一階差分后的△LINV(無常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng))的PP值為 －3.11，明顯小于5%的臨界值 －2.98，因此可以認(rèn)定LINV也是一階單整的時(shí)間序列，可以與LREER建立協(xié)整模型。鑒于LREER在1994年因政策性原因發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變，協(xié)整建模中仍要引入DT和H兩個(gè)虛擬變量和時(shí)間趨勢(shì)變量t。本文采用Granger兩步檢驗(yàn)法，首先運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行靜態(tài)回歸，然后檢驗(yàn)其殘差的穩(wěn)定性。

去掉不顯著的LTAR、LGOVE和LM1后，OLS靜態(tài)回歸結(jié)果如下:

對(duì)回歸殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，ADF統(tǒng)計(jì)量為－5.38(無常數(shù)項(xiàng)、無趨勢(shì)項(xiàng)、滯后1期)，小于1%顯著水平下的臨界值－2.65，DW值為1.93，這表明回歸的殘差是平穩(wěn)序列，實(shí)際有效匯率指數(shù)與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(LAGDP)、對(duì)外貿(mào)易依存度(LOPEN)、貿(mào)易條件(LTOT)、投資規(guī)模(LINV)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

方程(9)就是建立在基本經(jīng)濟(jì)要素基礎(chǔ)上的人民幣均衡匯率方程，該式表明:勞動(dòng)生產(chǎn)率提高、貿(mào)易條件改善會(huì)增強(qiáng)出口商品的國際競(jìng)爭(zhēng)力，使人民幣均衡匯率升值;對(duì)外開放水平提高、投資水平上升需要降低均衡匯率水平以維持外部均衡。

由于人民幣匯率與基本經(jīng)濟(jì)要素之間存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)Granger表示定理，—定存在描述匯率由短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型。以DLREER為因變量，用最小二乘法回歸，去掉不顯著的變量后，得誤差修正模型為

(10)式中，ECMt－1是誤差修正項(xiàng)，它的彈性系數(shù)為－0.8716，符合 Edwards和Elbadawi對(duì)發(fā)展中國家研究中的取值范圍(絕對(duì)值小于1的負(fù)數(shù))。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)絕對(duì)值越大，說明模型的自我修正功能越強(qiáng)，本模型系數(shù)值為－0.96，表明短期內(nèi)模型的自我修復(fù)功能較強(qiáng)。

(二)人民幣與現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)水平的計(jì)算

方程(9)是估計(jì)人民幣均衡實(shí)際匯率的基礎(chǔ)，均衡實(shí)際匯率應(yīng)該由基本經(jīng)濟(jì)要素變量的長(zhǎng)期均衡值決定，首先先對(duì)基本經(jīng)濟(jì)要素變量的長(zhǎng)期均衡值進(jìn)行估計(jì)。本文運(yùn)用HP濾波方法對(duì)LAGDP、LINV、LOPEN和LTOT等變量進(jìn)行處理，得到以上要素的可持續(xù)均衡值。將經(jīng)過HP濾波處理的各基本要素變量值帶入方程(9)，計(jì)算人民幣均衡實(shí)際匯率水平(對(duì)數(shù)形式)，將數(shù)值取e次方，即可得出均衡實(shí)際有效匯率指數(shù)。

以ERER表示均衡實(shí)際有效匯率，定義MIS為匯率失調(diào)水平，計(jì)算公式為:

當(dāng)MIS＜0時(shí)，表示現(xiàn)實(shí)匯率低于均衡匯率;反之為高估。將均衡匯率、現(xiàn)實(shí)匯率和匯率失調(diào)程度以曲線形式表示，得圖2。

圖2 人民幣均衡匯率與現(xiàn)實(shí)匯率

圖2顯示，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率自80年代以來經(jīng)歷了三次明顯的高估:第一次是在1982～1985年間，該期間官方匯率與內(nèi)部結(jié)算匯率并存，以官方匯率為基礎(chǔ)計(jì)算的現(xiàn)實(shí)匯率與真實(shí)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系相脫節(jié)，持續(xù)的貿(mào)易逆差惡化了對(duì)外貿(mào)易條件使均衡匯率水平持續(xù)下降，導(dǎo)致人民幣現(xiàn)實(shí)匯率出現(xiàn)高估。第二次是在1989年，始于1988年的高通貨膨脹使人民幣實(shí)際有效匯率迅速攀升，致使發(fā)生現(xiàn)實(shí)匯率高估;第三次是在1998年，亞洲金融危機(jī)的發(fā)生使公眾對(duì)人民幣產(chǎn)生較強(qiáng)的貶值預(yù)期，而我國實(shí)行幣盯住單一美元、保持人民幣不貶值的匯率政策使人民幣現(xiàn)實(shí)匯率水平出現(xiàn)顯著高估。人民幣的明顯低估分別發(fā)生于1987年前后、1991年、1994年和2003～2005年。1987年前后的低估與該期間持續(xù)的貿(mào)易逆差有關(guān);1991年前后的低估則與迅速增長(zhǎng)的投資有關(guān);2003年及其之后的低估則是由于實(shí)行盯住單一美元的匯率制度，而美元不斷貶值，我國出口額迅速增長(zhǎng)所致。2000年之后人民幣現(xiàn)實(shí)匯率并非一直處于低估狀態(tài)，低估開始出現(xiàn)的年份是2003年，當(dāng)年低估4.17%，最大程度的低估是2005年6.89%的水平，而后隨著人民幣匯率形成機(jī)制改革的實(shí)施，人民幣逐年升值，現(xiàn)實(shí)匯率低估逐步得到緩解。在2008年國際金融危機(jī)蔓延、出口增速放緩、就業(yè)壓力上升、本幣前期持續(xù)升值的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，我國人民幣兌美元名義匯率水平再次進(jìn)入較為穩(wěn)定的狀態(tài)，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率出現(xiàn)了一定程度的高估，這與1998年亞洲金融危機(jī)發(fā)生時(shí)現(xiàn)實(shí)匯率出現(xiàn)大幅高估的狀況驚人的相似。

四、人民幣現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)影響中國能源消費(fèi)的實(shí)證檢驗(yàn)

鑒于1994年是我國實(shí)行雙軌匯率制與單一匯率制的分水嶺，本文分兩個(gè)階段考察中國能源消費(fèi)與人民幣現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)的關(guān)系。

由圖2可知，1994年之前中國能源消費(fèi)增長(zhǎng)與人民幣現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。在人民幣現(xiàn)實(shí)匯率逐年高估的1982～1985年間中國能源消費(fèi)也快速增長(zhǎng)，而同樣是人民幣匯率高估的1988～1989年間，中國能源消費(fèi)的增長(zhǎng)卻是穩(wěn)步下降的。在人民幣現(xiàn)實(shí)匯率低估明顯的1990～1993年上半年，中國能源消費(fèi)與現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)的走勢(shì)正好相反，而在同樣是現(xiàn)實(shí)匯率被低估的1986年，能源消費(fèi)與匯率失調(diào)的走勢(shì)相同，1987年走勢(shì)則剛好相反。1994年之前我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的粗放型特征更為明顯，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系密切，這期間人民幣現(xiàn)實(shí)匯率的失調(diào)沒有對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響，說明該時(shí)期的匯率失調(diào)沒有對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生深刻影響。

1994～2008年的情況則顯著表明中國能源消費(fèi)增長(zhǎng)與現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)走勢(shì)之間存在明顯的相關(guān)關(guān)系。從總體上MIS越小，ENEGY指標(biāo)值越大，即能源消費(fèi)增長(zhǎng)越快。分階段的來看，在匯率逐年高估的1995～1998年，我國能源消費(fèi)的增長(zhǎng)逐年減緩，而現(xiàn)實(shí)匯率高估程度依時(shí)下降的1999和2000年，能源消費(fèi)增長(zhǎng)則有所加速;在現(xiàn)實(shí)匯率低估逐年加劇的2002～2004年間，中國能源消費(fèi)增長(zhǎng)明顯加速;在低估逐步緩解并走向高估的2005～2008年間，我國能源消費(fèi)增長(zhǎng)則又穩(wěn)步放緩。

運(yùn)用能源消費(fèi)指標(biāo)ENERGY和人民幣現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)指標(biāo)MIS建立向量自回歸分部滯后模型，可以較為精確地考察二者之間的相關(guān)關(guān)系。如方程(12)所示:

(12)式表明，1994年以來，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率低估每增加1個(gè)百分點(diǎn)(即MIS變小)，我國能源消費(fèi)增長(zhǎng)就增加0.65個(gè)百分點(diǎn)。由此可見，隨著本世紀(jì)初亞洲金融危機(jī)影響的逐步消失和中國加入世貿(mào)組織以來，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率的低估加速了我國能源消費(fèi)增長(zhǎng)的步伐，盡管2004年以來，我國能源消費(fèi)增長(zhǎng)總體上呈放緩的趨勢(shì)，但同之前二十年相比，我國能源消費(fèi)處于高速增長(zhǎng)狀態(tài)。人民幣的不斷升值或許從短期來看會(huì)影響出口和就業(yè)，但從降低能耗、節(jié)約資源的可持續(xù)發(fā)展角度看卻是有利的。當(dāng)前貫徹落實(shí)擴(kuò)大內(nèi)需、加速淘汰落后產(chǎn)能、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略是必要而又緊迫的，完善人民幣匯率形成機(jī)制改革，將人民幣匯率問題納入我國可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略體系之中是我國金融領(lǐng)域面臨的重要課題。

五、結(jié) 論

(一)進(jìn)入本世紀(jì)以來，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率出現(xiàn)了一定程度的低估

隨著亞洲經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇和世貿(mào)組織的加入，在實(shí)行盯住單一美元的匯率制度下人民幣現(xiàn)實(shí)匯率出現(xiàn)了一定程度的低估，低估的最高幅度為2005年6.89%的水平。但是2005年人民幣匯率機(jī)制改革之后，人民幣持續(xù)升值，低估程度逐步得到緩解，2007年僅低估0.69%個(gè)百分點(diǎn)，我國匯率機(jī)制改革在扭轉(zhuǎn)現(xiàn)實(shí)匯率低估方面是收到切實(shí)成效的。但是面對(duì)2008年國際金融危機(jī)的蔓延，由于出口增速放緩、就業(yè)壓力上升、本幣前期持續(xù)升值，我國人民幣兌美元名義匯率再次保持為穩(wěn)定的水平，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率反倒出現(xiàn)了一定程度的高估。在應(yīng)對(duì)國際金融危機(jī)取得初步成效的形勢(shì)下，我國應(yīng)繼續(xù)深化人民幣匯率形成機(jī)制的市場(chǎng)化改革，改變與美元保持較為穩(wěn)定匯率水平的狀態(tài)，提高貨幣籃子的參考價(jià)值。面對(duì)美元的不斷貶值，我們不僅要考慮如何扭轉(zhuǎn)現(xiàn)實(shí)匯率低估，同時(shí)也要防止現(xiàn)實(shí)匯率出現(xiàn)大幅的高估。

(二)進(jìn)入21世紀(jì)以來，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率的低估加速了我國能源消費(fèi)增長(zhǎng)的步伐

1994年官方匯率與外匯調(diào)劑市場(chǎng)匯率并軌之前，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)與中國能源消費(fèi)之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，1994年之后人民幣現(xiàn)實(shí)匯率失調(diào)程度MIS與中國能源消費(fèi)增長(zhǎng)之間存在較為顯著的相關(guān)性。實(shí)證結(jié)果表明，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率低估每增加1個(gè)百分點(diǎn)(即MIS變小)，我國能源消費(fèi)增長(zhǎng)就增加0.65個(gè)百分點(diǎn)。由此可見，進(jìn)入21世紀(jì)以來，人民幣現(xiàn)實(shí)匯率的低估加速了我國能源消費(fèi)增長(zhǎng)的步伐。

(三)深化人民幣匯率形成機(jī)制改革應(yīng)納入國家可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略框架之中

從長(zhǎng)期來看，持續(xù)性的現(xiàn)實(shí)匯率低估不利于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，我國的能源消費(fèi)增長(zhǎng)處于近三十年來的較高水平。以美國為代表的西方國家不僅詬病人民幣匯率水平和匯率形成機(jī)制，而且在世界氣候大會(huì)上給中國施加壓力。貫徹落實(shí)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，淘汰落后產(chǎn)能，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)由外延式增長(zhǎng)向內(nèi)涵式增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)變是我國發(fā)展的必然選擇。匯率既是一個(gè)內(nèi)生的比價(jià)變量，也具有一定的杠桿作用，它可以在促進(jìn)節(jié)約能耗、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變方面發(fā)揮重要作用。因此，深化人民幣匯率形成機(jī)制改革不只是一個(gè)簡(jiǎn)單的金融問題，而應(yīng)將其納入國家可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略框架中，作為實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略目標(biāo)必不可少的重要條件。

［注釋］

①金中夏:《論中國實(shí)際匯率管理改革》，《經(jīng)濟(jì)研究》，1995年第3期。

②張曉樸:《人民幣均衡匯率研究》，北京:中國金融出版社，2001年版。

③劉莉亞，任若恩:《用均衡匯率模型估計(jì)人民幣均衡匯率的研究》，《財(cái)經(jīng)研究》，2002年第5期。

④王維國，黃萬陽:《人民幣均衡實(shí)際匯率研究》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》，2005年第7期。

⑤唐國興，徐建剛:《現(xiàn)代匯率理論及模型研究》，北京:中國金融出版社，2003年版，第343頁。

⑥吳麗華，王鋒:《人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2006年第7期。

⑦Clark，Peter B.and MacDonald，Ronald，Exchange rate and Economic Fundamental:A methodological Comparison of BEERs and FEERs.IMF，WP98/67.Washington.D.C，IMF，1998.

⑧Edwards，S.，Real Exchange Rates，Devaluation and Adjustment:Exchange Rate Policy in Developing Countries，Cambridge，MA:MIT Press，1989.

⑨Ibrabim A.Elbadawi，Estimating Long－run Equilibrium Exchange Rates，in John Williamson，“Estimating Equilibrium Exchange Rates”，Washington，D.C.，Institute for International Economics，1994.

⑩Perron，P.and T.J.Vogelsang，“Testing for a Unit Root in Time Series with a Changing Mean:Corrections and Extensions，”Journal of Business and Economic Statistics，1992(10):467－70.