我国粮食市场政府管制有效性_基于小麦的实证研究

我国粮食市场政府管制有效性:基于小麦的实证研究3
仰　炬　王新奎　耿洪洲
内容提要:政府管制对社会政治和经济具有重要的影响,大量的实证研究表明许多政
府管制是无效的,有些甚至起到了负面的作用。

本文针对世界经济一体化背景下我国粮
食市场政府管制有效性问题,提出了国内外市场不存在长期均衡关系是政府市场管制有
效性的前提的命题,并运用经济理论及计量经济学方法,以2003年3月至2007年9月国
内外小麦市场每日及1993年6月至2007年3月国内外小麦现、期货月度数据实证证明。

由此为政府实行管制前评估管制有效性提供一个判断的依据,避免类似“国储铜事件”等
盲目的管制决策造成不必要的负面影响和损失。

该方法也能被推广运用于其他大宗商品
的政府管制领域,具有一定的普遍性及实际应用价值。

关键词:粮食市场　政府管制　协整　均衡
一、引　言
粮食作为人类生存最基本的一种必需品,一直具有无可比拟的社会政治意义。

我国政府工作报告的首条也因此总是定位在农业的稳定和发展上。

粮食问题对于我们这个拥有13亿人口的大国,其重要性是毋庸置疑的。

纵观我国粮食市场政府管制———粮食体制改革经历了市场化改革起步(1978—1984)、“双轨制”的建立和调整(1985—1990)、继续市场化改革(1991—1993)、建立适应市场经济发展的宏观调控体系的探索(1994—1997)、改革的深化(1998年以后)等五个阶段。

2007年以来在CPI不断走高的背景下,2007年9月21日国家发展改革委、商务部、国家粮食局等八部委下发通知要求各地增加粮油、猪肉等产品的生产和供应,临时削减大豆进口关税,加强价格调控,保障市场供应,稳定价格总水平。

国家粮食局将增加小麦和稻谷投放数量,在不低于最低收购价的前提下适当降低拍卖底价销售,保证小麦和稻谷的市场供应。

针对南方销区玉米价格较高的情况,择机在南方销区按略低于市场价格拍卖一定数量的中央储备玉米,平抑饲料价格。

2007年12月20日起,我国取消小麦、稻谷、大米、玉米、大豆等原粮及其制粉的出口退税。

2008年1月1日起对原粮及其制成品出口征收5%—25%的暂定关税,对小麦粉、玉米粉、大米粉等粮食制粉实行临时性的出口配额许可证管理。

在此之前,仅2006年11月3日到2007年7月26日短短的8个月间国家已经连续34次拍卖储备小麦,平抑粮价。

①普通白小麦由2006年10月的1400元Π吨跳涨到11月初最高时的1560元Π吨,在国家开始拍卖国储小麦后逐步回落并控制在1500—1520元Π吨。

而世人瞩目的2004年我国履行小麦关税配额总量达960多万吨入世承诺后,2004年和2005年我国小麦的进口量分别达到72313万吨和35116万吨。

同期国内的普通白小麦价格也由2003年末1100元Π吨飙升到2004年初1650元Π吨,而在2004年2月我国开始大量进口小麦后稳步回落到2006年10月的1400元Π吨。

3　仰炬、王新奎,上海对外贸易学院,邮政编码:201620,电子邮箱:alfjy@;耿洪洲,中华人民共和国商务部市场司,邮政编码:100747。

本研究得到上海市高校人文社会科学重点研究基地上海对外贸易学院国际经济贸易研究所及上海市教委重点学科建设项目资助(J51201)。

本文观点不代表作者所在机构看法。

感谢上海对外贸易学院国际经济贸易研究所沈玉良所长、朱仲棣教授的指点和帮助。

感谢匿名评审专家的宝贵意见和建设性的指导,当然文责自负。

①　中华人民共和国农业部网站,其它数据除特别标明外均来自中华粮网w w 。

针对我国粮食市场的政府管制能否奏效?政府有效管制的前提是什么?我国是世界小麦最大的生产国和消费国(约各占世界总产量和总消费量的15%),本文即以小麦(我国主要的粮食作物之一)为例对我国粮食市场政府管制问题展开研究。

二、文献回顾及问题的提出
经济学理论和经济发展的实践已经证明:为实现经济的均衡发展,即便在高度发达的市场经济中,政府的作用也是不可或缺的。

由于粮食产业的特殊性及对于经济社会稳定的极端重要性,无论是发达国家还是发展中国家,政府都以各种形式不同程度地管制粮食市场(陶昌盛,2004)。

Peltzmam(1976)在题为《走向更一般的管制理论》的文章中建立了一个管制者—政客的行为模型,解释了政府对农业和自然垄断产业的管制比钢铁、汽车制造业等寡头垄断产业管制多的原因。

管制,源于英语中regulation一词,指“政府对经济行为的管理或制约”(K ahn,1980),“在市场经济条件下,政府为了矫正或改善市场机制内在的问题而干预经济主体活动的行为”(植草益,1992)。

我国有的学者译为管制,如台湾学者翻译的卡恩的《管制经济学》,余晖翻译的丹尼尔・F・史普博的《管制与市场》,冯金华翻译的小贾尔斯・伯吉斯的《管制和反垄断经济学》;有的学者译为规制,如朱绍文翻译日本学者植草益的《微观规制经济学》。

国内外学者就政府管制领域发表的研究成果对管制经济学的研究和学科的形成产生了很大的影响(Stigler,1971;Peltzmam,1976;K ahn,1980;布坎南, 1988;Hahn et al,1991;植草益,1992;余晖,1994;Steiner&Steiner,1997;P osner,2000;Schwartz,2000;王俊豪,2001;陈富良,2002;张宇等,2003;Skogstad,2003;宇燕、席涛,2003;Shleifer,2003;Andreas, 2004;淮建军、刘新梅,2007;茅铭晨,2007)。

西方关于管制理论的研究可以分为三个分支:第一,研究管制的部门利益理论;第二,研究监管型国家兴起的理论;第三,研究管制成本—收益分析的理论。

其中成本—收益分析在理论上能解决福利经济标准—利益集团—俘虏等问题,可以用来衡量、评估政府管制的绩效,但由于存在个人愿意支付标准、未考虑收入分配、难以量化等问题及本身的功利主义原则,其在评价政府管制有效性方面受到质疑和批评(席涛,2004)。

孙彩红(2004)从约束管制者以提高政府管制有效性的角度,提出运用法律手段、建立责任机制、引入权利和利益、制约信息互动等措施制约管制者,从而在合理的管制体制框架下实现政府有效管制。

殷庆坎(2007)从生产安全社会性管制视角研究了我国政府社会性管制的有效性。

所谓管制经济学(Economics of Regulation)就是研究谁从管制得益、谁因管制受损,管制会采取什么形式,以及管制对资源配置影响的理论。

但是研究管制的形式时,很少有人研究采取管制的有效性,即有些管制措施是有效的,有些是无效的。

正如施蒂格勒(1962)大量实证研究表明的管制的实际效果大大偏离了政府的管制目标,有些管制根本无效。

因为大部分政府管制具有不可试验性而且有时候管制的成本非常高,而管制的结果在管制决策前是不可知的。

至于为何有些政府管制有效而有些无效,什么情况下有效而什么情况下又无效,政府管制有效性前提是什么,笔者至今尚未检索到研究文献。

对于粮食问题的研究基本延用了西方经济学市场均衡理论,从生产、交换、分配、消费和国际市场运行等角度,在市场、生产要素、价格、供需、竞争等方面展开系列相关研究。

早期的亚当・斯密、大卫・李嘉图、卡尔・马克思的著作中都有论述;亨利・穆尔(1914,1917)、亨利・华莱士(1920)、史密斯(1928)、比恩(1929)、福克斯(1953)等较早地运用实证研究方法研究了美国农业供需、农产品价格等问题。

针对农业及粮食的政府管制,Johns on(1977)研究了政府过度管制而不补偿(或补偿不足)可能造成的危害。

Blume和Fischel(1984,1989)指出政府对于农业土地管制中过度经济补偿有可能造成“道德风险”。

Otsuka(1985)利用局部均衡模型研究日本大米价格管制,指出日本政府管制大米播种面积、价格、限制进口等政策有利于国内生产者。

Ulrich(1987)以加拿大小麦生产为例证明了政府对于农业的管制阻碍了农业科技的采用和推广,印证了Ruttan(1982)提出的农业科技投
入不足的论断。

M oss(1989)运用C ollins(1985)提出的最优债务模型讨论了环境法规变化对农业资金供给与需求的影响。

Cramer(1993)通过建立STPA模型分析了世界大米市场贸易自由化的影响因素及大米进口国对其他国家大米的生产和消费的影响。

G idari(1994)讨论了农业土地所有者(农场主)在政府管制中最富有争议的清洁水源法(The Clean Water Act)和保护濒临灭绝物种的濒危物种法(The Endangered S pecies Act)对农业土地使用的管制及可能的农产品成本上升。

Thomas(1995)分别从农业用地的水资源保护和濒危物种保护这两个方面详细综述了政府对于农业用地的管制及补偿方面的研究文献,通过分析效率和合理性,阐述了政府管制农业用地及相应补偿间的关系。

Miceli(1996)讨论了政府法规影响到农用土地使用时的补偿问题,指出成熟市场中土地价格已经包括了政府对于农用土地管制的法规及相应的补偿因素。

H os oe(2004)使用世界贸易可计算的一般均衡模型分析了日本1993年粮食歉收时政府管制的影响,发现政府对于稻谷供应价格的管制(日本政府对于稻谷的价格管制主要通过政府的统一收购价实现)并没有起到稳定大米生产、消费、价格和农民收入的作用,相反,在歉收的年份起到了反作用。

相应地,日本因为歉收紧急进口大米造成国际市场价格上升,由此给出口国带来额外的财富。

我国学者柯炳生(1995,1998)、程漱兰(1997)、宋则、袁永康(1998)、廖丹清(2000)、王德文、黄季
(2001)等着重对粮食流通改革思路和政策评价展开了研究;叶兴庆(1998)、肖海峰(1999)、董全海(2000)等研究了粮食价格相关问题。

针对我国小麦市场冯海发(1996)认为,凡是我国小麦大量进口的年份,都是国际市场小麦价格上涨的年份,我国是一个能够对国际市场供给、需求和价格产生影响的“贸易大国”。

进口小麦对国内小麦价格波动起到“熨平”作用(隆国强,1999)。

胡小平、涂文涛(2003)从生产成本、国内市场价格、流通费用三个方面分析了中美两国小麦的市场竞争力,认为未来5—10年中,中国小麦在本国市场上将对美国小麦保持很强的竞争优势。

在WT O农业规则对出口补贴日益严格的约束下,美国小麦无力大规模冲击我国市场。

于爱芝(2004)以我国小麦贸易为例,利用格兰杰因果关系模型对中国小麦进口贸易在国际市场上的地位进行分析,研究表明中国小麦进口是国际市场小麦价格变动的原因,中国是国际小麦市场的“大国”之一。

中国进口小麦仍然发挥弥补国内市场需求缺口的“调剂”作用,而缺乏“贱买贵卖”这一有效率的商业行为特征,这种情况类似于中国棉花进出口贸易(卢锋,2000)。

相关研究文献可谓汗牛充栋,他们都为这个领域的研究做出了重要贡献,但目前的研究还存在一些缺陷和不足:(1)针对当前我国体制改革时期社会主义市场经济政府管制的特殊性和复杂性,对症下药的研究还很不充分,理论发展落后于实际需要。

比如,对于政府什么该管、什么不该管、该管又管到什么程度、采用什么形式管等都还缺乏系统的理论和实证研究。

(2)世界经济一体化、国际贸易蓬勃发展、资源全球配置等新趋势新挑战下的政府管制方略较少探讨。

(3)对于关系国计民生及国家政治经济安全的粮食问题,政府管制对粮食市场有何影响,目前针对粮食市场的政府管制是否有效,什么情况下政府管制才会有效,政府管制有效性前提是什么等,尚缺乏深入的研究。

本文着重针对第三个方面的问题,通过对世界经济一体化背景下国内外小麦市场的实证分析,探讨我国粮食市场政府管制有效性前提,证明国内外市场不存在长期均衡关系是政府市场管制有效性的前提。

三、研究方法、数据及统计检验
1987年Engle和G ranger提出了著名的协整理论及其方法。

①Lai与Lai(1991)证明了市场间存在协整关系是市场有效率的必要条件,协整能够保证两个市场之间存在长期均衡关系。

“协整概念是一个强有力的概念,在短期内,因为季节影响或随机干扰,有些变量可能偏离均值,如果这种偏离是
①Engle,R obert F.&C.W.G ranger.C o2integration and Error C orrection:Representation,Estimation and T esting,Econimetrica,1987, 55:251—276.
暂时的,那么随着时间推移会回到均衡状态;如果这种偏离是持久的,则这些变量间就不存在均衡
关系。

协整(co 2integration )可以被看作均衡关系性质的统计表示”
(高铁梅,2006)。

协整理论被大量用在检验大宗商品的现货市场与期货市场、不同交易地点的期货市场间的市场效率。

通过协整检验被认为是市场有效率而没有通过协整检验被认为市场没有效率,市场有效率是进一步研究两个市场互动的基础,而如果市场没有通过协整检验则较多地被解释为:政府管制或过度投机。

Booth ,Brockman 与Tse (1998)研究发现,芝加哥期货交易所(C BOT )与加拿大温尼伯商品交易所(WCE )的小麦期货价格之间存在协整关系,并且是C BOT 单方面引导WCE 的期货价格。

华仁海(2004)对大连商品交易所(DCE )的大豆、郑州商品交易所(Z CE )的小麦及上海期货交易所(SFE )铜、铝四种商品的国内期货价格与美国芝加哥期货交易所(C BOT )的大豆及小麦、英国伦敦商品交易所(LME )的铜及铝的国际期货价格进行了相应研究得出:除了小麦以外的三种商品的国内期货价格与国际期货价格都保持了长期均衡关系。

姚传江、王凤海(2005)检验了1998—2002年我国小麦和大豆期货市场和现货市场协整性后得出小麦期货市场缺乏效率的结论,并由此归因于期货市场发展不成熟及投机过度。

蔡慧(2007)运用2003年3月到2006年6月小麦期货价格和现货价格进行协整检验,结果显示:我国小麦期货价格与现货价格存在长期均衡关系,但是小麦期货市场的价格发现功能很弱,并以政府直接或间接的宏观调控解释小麦期货市场效率不高的原因。

本文沿用协整理论及相应检验方法,以路透财经咨询系统提供的芝加哥商品交易所(C BOT )连续现货月期货合约价格“美小麦连”与郑州商品交易所(Z CE )“强麦连续”,分别用2006年11月1日到2007年9月21日国家连续拍卖储备小麦期间的每日交易收盘价格、2003年3月28日到2007年9月21日的每日交易收盘价格做单位根检验、协整检验以确定两个市场是否具有长期均衡关系。

上述数据均采用相同交易日逐一配对,即去除国内外期货市场因节假日不一致而没有交易记录的不匹配数据,由此保证数据的连续性、可比性和合理性。

11单位根检验
协整检验要求两列变量分别为非稳定变量,但其一阶差分稳定;该两列变量的一个线性组合是稳定的。

因此,要检验价格序列之间是否存在协整关系,首先要检验每个价格序列是否存在单位根,即对价格序列的稳定性进行检验。

稳定的价格序列是进行序列之间协整关系检验的必要条件。

运用E Views511对上述两个市场的两个价格序列数据用DF 、ADF 、PP 、K PSS 、ERS 、NP 法进行单位根检验。

因与2003年3月28日到2007年9月21日数据处理结果一致且与华仁海(2004)研究结果一致,限于篇幅,此处仅列示2006年11月1日到2007年9月21日(中国政府连续拍卖储备小麦期间)数据处理结果(表1)。

表1单位根检验数据汇总表
DF
ADF PP K PSS ERS NP Z CE
C BOT 水平统计量-012029316-018408519-018029798015989161121533522-010878905一阶差分统计量-13156963-14156058-141528735014044292013746463-821729043水平统计量115040348114524701
114524701114913802521621439312317609一阶差分统计量-101717144
-121292902-121346227017079196014080099-801725994 检验结果证明两个时间序列都是一阶单整的。

21建立VAR 模型(表2)。

31方差分解
经过方差分解(表3)发现:对美麦价格变动长期作用部分的方差,总方差中来自于美麦市场的部分较大,而来自于郑麦市场的部分较小。

对郑麦价格变动长期作用部分的方差,当滞后期为1时,总方差全部来自郑麦市场,并且随着滞后期的增加,总方差中来自于美麦市场的部分呈上升趋势,但相比于来自郑麦市场的部分,仍然较小。

因此,郑麦和美麦之间的相互影响关系并不是很明显。

41协整检验
　表2VAR 模型
Z CE C BOT
Z CE (-1)01798439785649959-010796503722068404010734064732667864010499404174672897[1018770][-1159491]Z CE (-2)01160906535395102010714003188848832010723675546450315010492336129121054[2122346][1145024]C BOT (-1)01608290319948288110235879246227201116436364201734010792148209528411[5122423][1219217]C BOT (-2)-01574235697911264-010091875767351381501119256690251584010811335653639977[-4181512][-0111324]C 5611983617706746816490568816297134106781527454162311772600057456[1164960][0137317]
　表3Z CE 方差分解
周期S.E.Z CE C BOT 117102966723185011000222184176901343519014826356710689915173643289311132618482571147953871800579685672312119942031432774301187646111741786107521442001661319247855799834C BOT 方差分解周期S.E.Z CE C BOT 111158574513989660102154683087703659919784531691232161648668735918301855529324788292991144470675211732012672302112908110708925577103698192910744228964231420276805661311206701519786879817932984802131 如果时间序列之间于同阶稳定,可以运用Johansen (1988)提出的关于系数矩阵的协整似然比(LR )检验方法来检验这两个时间序列变量是否具有长期协整关系。

实际应用中,通过解出估计系数矩阵中对应不同秩数的特征根。

利用该特征值最大统计值统计量(max )和
迹(trace )统计量与临界值比
较,来判断是否存在长期协
整关系。

给定“两个变量不
存在协整关系的”虚假设,如
果统计量的值超过临界值,
则拒绝虚假设,二者存在协
整关系。

利用该特征值最大统计值统计量(max )和迹(trace )统计量与临界值比较(表4),检验结果证明二者之间没有协整关系,也即没有长期均衡关系。

51更长周期数据的验证
为验证上述结果,本文
采用1993年6月至2007年
3月国内小麦现货、国际小
麦现货、国内小麦期货、国际
小麦期货月度价格数据重复
上述步骤。

其中,以郑州商
品交易所(Z CE )二等硬冬白
小麦(符合G B1351—1999标准)近交割月合约(nearby )均值作为国内期货价格(数据来源:郑州商品交易所);国内现货价格采用中国郑州粮食批发市场三等白小麦(符合G B1351—1999标准的混合小麦)车板交货价格月平均值(数据来源:国家粮油信息中心、中华粮网);国际现货价格采用美国墨西哥湾硬红冬小麦(蛋白质含量1210%)FOB 每周报价的均值(数据来源:美国小麦协会网站);国际期货价格为芝加哥期货交易所(C BOT )软红冬小麦近交割月合约(nearby )均值(数据来源:路透集团)。

上述四组数据进行DF 、ADF 、PP 、ERS 、NP 单位根检验都是一阶单整。

根据赤池信息准则(Akaike Information Criterion ,AIC ),将不同滞后阶数的VAR 模型的赤池信息准则数值进行比较后设定价格变化的VAR 模型的滞后阶数都为2。

数据处理结果显示:除国际小麦现货和国际小麦期货月度价格具有协整关系外,其他两两相互间都没有协整关系。

限于篇幅此处省略相应的数据表格。

表4迹统计量(T race)协整检验结果
Hypothesized T race0105
N o1of CE(s)E igenvalue S tatistic Critical Value Prob133 N one0107284049515099081513481692771116251872107925997201545708464462378 At m ost10102249907215128043154994191508562121517982895051801805772410947472
表4(续)最大特征值统计量(Maximum E igenvalue)协整检验结果
Hypothesized Max2E igen0105
N o1of CE(s)E igenvalue S tatistic Critical Value Prob133 N one01072840495150990811179822736202619138704005619110143415802571015 At m ost10102249907215128043154994191508562121517982895051801805772410947472
四、进一步的讨论
由第三部分可以说明我国小麦现货及期货市场与美国芝加哥商品交易所(世界主要期货市场)之间没有协整关系,也即不存在长期均衡关系,与华仁海(2004)研究结果一致。

美国芝加哥商品交易所的效率已经被国内外学者的实证和实践所证明,我国期货市场包括铜、铝、橡胶、大豆等在内的大宗商品都被证明与国际期货市场保持良好的协整和互动,而小麦却屡屡被证明没有均衡关系,用小麦期货“过度投机、期货市场不完善”来解释不免牵强附会、缺乏说服力。

11实证研究分析
第三部分分别处理了2006年11月1日到2007年9月21日(以下简称短周期)中国政府密集拍卖小麦和2003年3月28日到2007年9月21日(以下简称长周期)相对一个比较长的观察周期,这两段时间序列与C BOT对应的小麦期货都没有协整关系,而且从方差分解及协整检验比较两组数据处理结果,数据显示:尽管两个市场相互影响程度较弱,但相比而言短周期两个市场相互影响程度明显大于长周期。

回顾我国粮食体制改革的一些重要历程:2001年8月份的国务院粮食工作会议确定了“放开销区、保护产区、省长负责、加强调控”的改革思路;2001年国务院28号文件规定,浙江、上海、福建、广东、海南、江苏、北京、天津八个省市放开粮食收购,粮食价格由市场供求形成,其他省市也相继放开。

2003年河南省进行粮食购销市场化改革试点,实行放开收购、放开价格、放开市场“三放开”;安徽省2003年粮食购销实行“两放开、一调整”;2004年中央一号文件《中共中央国务院关于促进农民增加收人若干政策的意见》正式发布,提出从2004年开始,国家将全面放开粮食收购和销售市场,实行购销多渠道经营,并完善粮食现货和期货市场。

随着小麦价格市场化程度和国际化程度提高,小麦价格主要由市场调节,政府管制对小麦价格的影响逐步减弱。

由此可以解释长周期比短周期受国外市场影响程度小的原因。

这样我们可以得到:国内外小麦市场不协整(不均衡)是我国政府管制在统计学意义上的重要表现和标志。

第三部分采用1993年6月至2007年3月这一更长周期国内外现货与期货月度数据加以验证也得到同样的结果,结论的一致性得到验证。

21经济理论分析
西方经济学重要基石———市场均衡理论认为:市场运行中最权威的因素是市场;市场上的价格、供求与竞争及其彼此之间交互作用,构成了一种强有力的支配着市场的运行机制。

只要充分发挥市场本身及其运行机制的作用,短期内就能使自然价格始终成为市场价格的引力中心,并在市场价格的灵活而迅速的调节下保持市场供求平衡;价格作为主要信息传导工具,长期则使经济资源从低收益领域自行流向高收益领域,调节资源配置,最终达到社会供给和需求的自然均衡,以致自动维持了整个经济均衡运行的自然趋势。

市场的范围也将随着分工和专业化的发展而扩大,国内市场与国际市场整合为统一、自由的世界市场,这样资源才能得到最好的配置和调节。

经济过程的生产、交换、分配和消费等诸领域和国际市场运行(国家间的生产、贸易等),贯穿着具有普遍意义的市
场均衡法则。

而均衡理论又是现代金融理论的重要理论基础之一。

“如果所有交易者都在价格P上选择使其期望效用最大化的需求,且这一需求的形成已经利用了交易者各自的私人信息以及包含在价格P为市场结清价格(即PE(<)=P)这一事件中的信息,那么对任意给定的信息<,当PE(<)=P时,市场处于结清状态”(张圣平,2002)。

依据这些理论,本文在第三部分实证研究中,运用2003年3月至2007年9月国内外小麦市场每日交易收盘价及1993年6月至2007年3月国内外小麦现、期货月度价格,由上述经济、金融理论,运用现代计量经济学方法,通过度量不同市场(国内、国外、现货、期货)间商品价格(价格作为主要信息传导工具)的协整性,得到国内外小麦市场尚未达到均衡的结论。

如果将政府市场管制以及管制程度(外生变量)比作“温度控制”,“市场是否均衡”(内生变量)比作“冰点”,要精确描述政府管制和管制程度对市场产生影响的机理和函数是比较困难的。

本文通过运用现代计量经济学方法,提出一种度量市场均衡(正如水的冰点)的方法,以此作为判断国内外市场是否存在长期均衡关系的依据。

市场尚未达到均衡(水尚未结冰),是政府市场管制(降温)有效性的前提。

由此可以证明本文第二部分提出的我国粮食市场政府管制有效性前提。

与此对应地,如果国内外市场已经存在长期均衡关系,政府市场管制可能会无效。

比较典型的负面例证就是“国储铜事件”。

“国储铜事件”中,国储局2005年11月16日、23日、30日、12月7日先后四次公开拍卖储备铜以缓和国内供需矛盾、平抑铜价,但事与愿违,国内铜价在国际铜价引领下不断上涨(国内外铜现货、期货市场已经处于长期均衡状态,限于篇幅此处不再展开),创下铜价历史最高记录。

在目前全球经济一体化的大环境里,一国政府要打破、改变由市场力量形成的市场均衡,显然不是易事。

正如“国储铜事件”中政府想通过拍卖储备铜等方法平抑铜价,但全球经济一体化中国际贸易、国际投资的存在使得政府管制必须尊重市场、顺势而为。

2004年我国进口小麦72313万吨,低于2004年我国履行小麦关税配额总额960万吨的入世承诺,2005年进口小麦降为35116万吨。

到2007年,农业部网站该年7、8月小麦市场监测信息显示:受全球小麦库存继续减少,干旱、暴雨等恶劣天气使欧洲、加拿大、澳大利亚及阿根廷等主要产区小麦减产造成供求关系紧张等因素影响,7月份小麦国际价格继续大幅上涨。

我国小麦出口继续保持在较高水平,进口继续减少。

当月出口小麦28124万吨,环比增长014%,同比增长217倍;进口011万吨,环比减少4314%,同比减少9718%。

1—7月我国累计出口小麦11911万吨,同比增长211倍;进口7113万吨,减少8013%。

这些情况印证了胡小平、涂文涛(2003)研究的正确性。

上述数据也说明,世界经济一体化背景下,我国小麦市场是世界市场的一部分,我国政府管制粮食市场没有、也不可能脱离这个大环境。

我国作为世界小麦最大的生产国和消费国(约各占世界总产量和总消费量的15%)及主要贸易国,对世界小麦市场具有重要的影响。

这也是我国政府能够有效管制小麦市场的原因之一。

五、结　论
政府管制对社会政治和经济具有重要的影响,大量的实证研究表明许多政府管制是无效的,有些甚至起到了负面的作用。

大部分政府管制具有不可试验性而且有时候管制的成本非常高,而管制的结果在管制决策前是不可知的。

本文针对世界经济一体化背景下我国粮食市场政府管制有效性问题,提出了国内外市场不存在长期均衡关系是政府市场管制有效性的前提的命题,并运用经济理论及计量经济学方法,以2003年3月至2007年9月国内外小麦市场每日及1993年6月至2007年3月国内外小麦现、期货月度数据实证证明。

由此可以为政府实行管制前评估管制有效性提供一个判断的依据,避免类似“国储铜事件”等盲目的管制决策造成不必要的负面影响和损失。