作者顾标，上海大学国际工商与管理学院讲师；（上海 200444） 王剑锋，对外经济贸易大学金融学院副教授。（北京 100029）

引 言

在过去的近50年间，所谓“Phillips曲线”或许是经济周期领域内争议最多、分歧最大，同时却受到最广泛关注的研究议题之一；其重要意义毋须赘述。在此期间，“Phillips曲线”的字面涵义及其核心内容大体经历了以下3个发展阶段。早期的“Phillips曲线”意味着通货膨胀与失业之间存在着稳定的统计关系( Phillips，1958; Samuelson& Solow，1960)。随后，学者们转而考察产出波动与未预期到的通货膨胀之间的动态反应关系(Cordon&King, 1982)。自Friedman( 1968)与Phelps( 1967，1968)提出“自然率假说”(naturalrate hypothesis)之后，宏观经济学家倾向于将“Phillips曲线”解释为描述真实经济活动与价格变化关于总需求冲击的动态调整过程的一种结构关系。在某种程度上，这种变化也反映了现代通货膨胀及经济周期理论的历史沿革和发展脉络。

国内学者乃至货币当局在考察中国的宏观经济波动及货币政策问题之时，或明确地、或暗含地利用到“Phillips曲线”关系。我们自然要问：住中国这种确切的“Phillips曲线”关系是否稳定地存在？如果存在，其具体形式又是什么？进一步地，由此我们关于我国宏观经济运行的基本结构特征还能够得到哪些推断和启示？

本文将基于新凯恩斯主义的理论视角和分析框架，由实证层面详细地考察通货膨胀与“缺口”代理变量之间的动态关系，进而尝试着对于上述疑问给予一个稍显明确的回答。我们发现，中国的Phillips曲线具有“前瞻”性质。无论以GDP平减指数或居民消费者价格指数衡量通货膨胀、以实际产出或劳动收入份额作为驱动通货膨胀变化的“缺口”代理变量，纯粹前瞻性与混合型Phillips曲线均能够比较好地刻画上述二者之间的动态结构特征。换言之，预期成分和源自实质经济活动的通胀压力对于当前的通货膨胀存在着至关重要的影响。结构参数估计值显示，在每一季度内，约有近50%的国内厂商调整价格；价格平均持续期为半年左右，低于美国、更显著地低于欧元区经济。与此同时，国内企业更大程度地遵循“拇指定价规则”，约占40~60%左右；而这一比例又明显地高于美、欧经济。上述结论具有良好稳健的实证表现；这也为我们更深入地考察新凯恩斯主义Phillips曲线背后蕴涵的经济结构关系、揭示企业定价行为的基本特征并且初步地进行国别分析、比较，奠定了现实的基础。

本文内容将作如下安排。首先，我们简要地回顾近年来国内外学者关于Phillips曲线问题的实证研究成果。随后，我们将基于我国季度宏观经济时间序列资料，由实证层面详细地考察“缺口”变量与通货膨胀之间的动态结构关系。最后，我们将对本文的基本结论以及存在的诸多不足之处略加小结。

一、文献回顾

自Gali&Gertler( 1999),Gali; Certler&Lopez - Salido(2001)以及Sbordone( 2002)的开创性研究工作以来，新凯恩斯主义Phillips曲线的实证适当性问题成为了通货膨胀及经济周期理论的研究热点问题之一。Gali et al(1999，2001)将“后顾性拇指规则”定价行为( backward - looking rule - of - thumb pricing behavior)引入标准的Cal-vo -黏性价格模型，以实际边际成本或实际单位劳动成本( real unit labor cost)作为“缺口”替代变量，并且采用广义矩估计方法( GMM，generalized method of moments)，进而详细地考察了纯粹前瞻性与混合型新凯恩斯主义Phillips曲线在美国与欧元区经济的实证表现。

随后，经济学家们针对Gali等人的经验结论，展开了广泛、深入的后续研究工作；主要涉及以下若干议题：

(1)剔除趋势后的实际产出与实际单位劳动成本作为“缺口”代理变量在新凯恩斯主义Phil-lips曲线中的实证表现：

Gali et al( 1999，2001)认为，纯粹前瞻性或混合型Phillips曲线并没有得到十分有力的经验证据的支持——也就是说，在估计产出缺口形式的新凯恩斯主义Phillips曲线时，如果以剔除“某种”趋势后的实际产出作为“缺口”代理变量，那么“缺口”前的系数显著地为负；该结论对于美国与欧元区经济均无一例外——关键在于实证中常用的“缺口”代理变量，并非理论模型中的“产出缺口”涵义；而实际单位劳动成本却能够较好地刻画通货膨胀的动态特征。而Rudd&Whelen( 2002)却认为，上述结论及其政策含义难以得到强有力的经验支持。另一些学者则持一种相对折衷的态度。例如，Neiss&Nelson( 2005)认为，如果关于“产出缺口”的实际度量加以适当的修正，并且与动态随机一般均衡模型的理论设定保持一致，那么，美、英以及澳大利亚三国的经验证据表明，产出缺口形式的新凯恩斯主义Phillips曲线的实证表现将大为改观。此外，Paloviita( 2004)发现，如果我们放松完全理性的预期形成机制，那么在混合型Phillips曲线中，产出缺口与劳动收入份额的表现实则难分伯仲。

(2)名义与实质黏性(nominal&real rigidi-ty)：

基于Calvo -交错定价模型的理论推断，由宏观时间序列数据估计纯粹前瞻性Phillips曲线的基准形式得到的名义黏性程度，不仅高于直觉认识，还远高于由微观层面证据资料得到的经验结果——包括调价频率及价格持续期等。如何在一个相对简单的绪构模型中引入那些合理可信的实质黏性，进而缓解“名义黏性过高”问题，成为了经济学家的首要任务。考虑规模报酬递减的生产技术、Kimball -型复合商品加总函数以及异质性的厂商特定资本( heterogenous firm - specific cap-ital)，便是那些容易令人接受的选择。Eichen-baum&Fisher( 2004，2005)认为，考虑后两种因素能够显著地降低名义黏性：平均而言，厂商每半年就重新调整价格。

(3)估计方法：

就研究方法而言，经济学家们对于单方程一GMM估计及其统计推断，特别是在小样本情形下的实证表现，仍然持一种相对谨慎的态度。在详细地考察并比较了全部样本极大似然估计( FIML, full information maximum likelihood estima-tion)与GMM估计方法的实证表现之后，Fuhrer&Giovanni( 2004)、Fuhrer＆Rudebusch( 2004)认为，在估计理性预期的Euler方程时，小样本偏误可能导致GMM方法严重低估滞后变量的实际效应。鉴于此，作者建议采用“最优工具变量”( op-timal instruments) CMM估计。此时，预期成份——预期通货膨胀或预期产出缺口——的作用往往并不那么突出；而滞后变量的重要性却大为提高。Linde( 2005)的实证研究工作也进一步地验证、支持了这一观点。

(4)通货膨胀持久性与“后顾”行为：

在实际数据中，通货膨胀往往呈现很强的持久性；对此，经济学家们恐怕不存在太多的争议。因此，引入“后顾”行为、将纯粹前瞻性Phillips曲线扩展成为混合形式，在某种程度上完全是基于经验实证上的考虑。然而，即便滞后项有助于解释当前乃至预期未来的通货膨胀行为，这是否就一定意味着，经济体系中存在着诸如“拇指定价规则”之类的、不完全理性的“后顾”行为？回答恐怕是否定性的。Dotsey( 2002)、Whelan( 2004)以及Rudd&Whelan(2005)的研究工作均指向同一问题：“通货膨胀滞后项前的回归系数为负”与通常观察到的“通货膨胀持久性现象或很高的一阶自相关系数”之间并不矛盾。换言之，无论是出于持久性考虑，还是基于混合型Phillips曲线简化关系式，正的甚至很高的滞后项系数与不完全理性的“后顾”行为之间，并不存在着必然的联系或对应关系。因此，在赋予滞后项系数以定价行为上的解释之时，我们需要加倍谨慎地予以对待。

(5)封闭开放经济：

例如，Batini；Jackson&Nickell( 2005)将Galiet al( 1999，2001)与Sbordone( 2002)的研究工作推广至开放经济的情形，并且着重考察了就业调整成本的变动、进口投入品相对价格的变化以及外部竞争压力等因素，经由实际边际成本与价格加成渠道对于英国通货膨胀行为的影响。

在国内学者关于中国通货膨胀问题的经验分析之中，刘树成( 1997)与赵博、雍家胜(2004)比较全面地考察了“经济增长率——通货膨胀率”之间的统计关系及其在我国若干次经济波动过程中所呈现出的不同形态特征。而刘金全、金春雨与郑挺国( 2006)以及刘金全、刘志刚(2006)则分别基于马尔柯夫域变——状态空间模型和马尔柯夫域变——向量误差修正模型( MS - VECM)，详细地考察了在不同状态、不同域制下“产出增长——通货膨胀”二者之间的动态反应关系。可以说，上述作者在非线性时间序列模型的分析框架内进一步地支持了“Phillips曲线呈现不同的形态特征”这一基本观点。与此同时，钱宥妮( 2005)、赵留彦(2006)以及马丹、涂珥(2006)均利用卡尔曼滤波( Kalman Filter)方法估计得到产出缺口序列，进而由经验层面检验了Phillips曲线在中国的适用性问题。就研究方法而言，王少平、涂正革与李子奈( 2001)采用协整分析技术考察了通货膨胀、劳动生产率成本（工资）、需求以及进口之间的关系；这与传统的单方程回归分析方法略有差别。

与本文相对比较接近的是刘斌( 2003a，2003b)与Scheibe&Vines( 2005)的实证研究成果。基于1988—2002年期间的季度数据，Scheibe& Vines发现，产出缺口、汇率以及通货膨胀预期对于中国的通货膨胀具有至关重要的影响。作者详细地回顾了1988~1994年期间中国的价格改革与市场化进程，并且在考察分析之中谨慎地考虑到这种渐进式的结构变迁对于实证结论的影响。此外，Scheibe&Vines还详细地比较了传统后顾型Phillips曲线与混合型Phillips曲线②、以及各种产出缺口代理变量在回归分析中的表现。作者认为：混合型Phillips曲线的拟合程度更高；而且，由生产函数方法估计得到的产出缺口代理变量要优于简单的统计方法——例如，剔除线性趋势或HP -滤波。然而，刘、Scheibe&Vines仅估计了Phillips曲线简化形式（reduced form），作者并未试图将实证结果进一步地赋予结构化的解释；这也是其与本文工作的最大差别所在。

二、实证分析

在此，我们首先简要地描述纯粹前瞻性与混合型Phillips曲线的情境设定及其结构关系形式；至于更为详尽的推导过程，请参阅Gali&Gertler( 1999), Gali, Gertler&Lopez - Salido( 2001)或Walsh( 2003)的相关论述。随后，我们将参照Galiet al (1999，2001)的实施步骤，基于1992~ 2007年期间季度宏观经济统计资料，分别以实际产出与实际单位劳动成本作为“缺口”代理变量，采用单方程-GMM估计方法，由实证层面考察新凯恩斯主义Phillips曲线在我国的适当性问题。最后，我们还将基于本文的实证结论，着重比较美国、欧元区与中国的Phillips曲线结构参数估计的异同；并且尝试针对我国企业的定价行为特征，给予一个大致的评判。

1．情境设定

假定经济体系内存在无穷多的、垄断竞争的消费品制造商；每一家厂商j生产消费品。不同的消费品经由CES( constant elasticity of substitu-tion)函数加总成为最终的复合消费品(compositeconsumption goods)，即

至此，我们可以清楚地看到，基于交错定价假定而得的新凯恩斯主义Phillips曲线使得通货膨胀呈现完全的“前瞻”特征：通货膨胀对于缺口变量或预期通货膨胀的变化迅速地做出反应。然而，实际中通货膨胀往往存在着很强的持久性。为了在统一的最优化分析框架内解释实际观察到的通货膨胀持久性，Gali&Gertler( 1999)，Gali；Gertler&Lopez - Salido( 2001)假定，经济体系存

附表-1与附表-2汇报了我们在实证研究阶段，分别以(1) GDP平减指数(GDPDF)与居民消费者价格指数( CPI)衡量通货膨胀、(2)以实际产出( GDPR)与劳动收入份额(LIS)作为驱动通货膨胀变化的“缺口”代理变量、(3)基于规模报酬不变或递减的生产技术假定、(4)在N-1与N-2两种正交性条件下，纯粹前瞻性与混合型新凯恩斯主义Phillips曲线结构参数的GMM估计结果。就本文的研究目的而言，我们着实有必要对照、比较那些关键的结构参数在不同组合下的表现及其异同，由此验证参数估计值以及实证结论的稳健性和可信性，进而大致地评判新凯恩斯主义Phillips曲线在我国的经验适当性问题。关于附表，仍需稍加说明的是，小括号内为系数估计值的标准差，中括号内为t-检验统计量；除了系数B之外——“H：β=1”，凡涉及其他结构参数o∈{o，(J)}的t-统计量检验原假设均为“H：：o=0"o

由附表-1我们可以清楚地看到，在纯粹前瞻性Phillips曲线之中，关于折现因子p的估计结果不甚理想：比较频繁地出现了β >1的情形，与我们的理论设定相悖。特别是以LIS作为“缺口”代理变量时，无论生产技术呈现何种特征，或者我们采用何种正交标准化形式乃至通货膨胀度量指标，B均大于l。相对而言，上述症状在以实际产出作为“缺口”代理变量时略有改观。然而，t-检验统计量显示，在可接受的显著性水平下，我们均无法拒绝β =1的原假设。

诚如上文所述，在Calvo -交错定价模型中，O是最重要的结构参数：度量了整个经济体系内名义价格的黏性程度。由于缺乏更直接的肯定性或否定性的经验证据，因此，我们只能够“主观地、先验地”对参数0做一大致的评判：当αa=0时，调价概率θ的系数估计值位于0.54-0.76之间且统计显著。考虑规模报酬递减的生产技术时，名义价格的黏性程度大多有所缓解。改善最明显的莫过于GDPDF&LIS、N-1组合：由0.76下降至0.37。然而，颇令人遗憾的是，在CPI&LIS、N-1组合下，估计值却由0.58上升至0.72。此外，在通货膨胀一“缺口”代理变量的各种组合下，采用N-2标准化形式时的名义黏性均无一例外地相对地较小；详见附表-1下半栏。

作为另一个间接的评判依据，附表-1同时给出了基于结构参数β，θ和预设参数σ，η，α，ε推算得到的平均持续期D以及“缺口”变量前的简化式系数K(K’)或入（λ’）；小括号内为根据Del-to方法计算得到的标准差。根据我们的估计与推算，当a=0时，价格平均持续期约为半年左右；在GDPDF&LIS、N-l组合下，平均持续期最长可以延至4.2个季度；这似乎还算是一个能令人接受的结果。此时，生产技术的不同特征对于名义黏性的缓解程度则显得更为直观：当d= 0.4时，平均而言，价格一经制定以后，短则1.3个季度、长则3.6个季度就将重新加以调整。生产技术以及标准化形式对于实证结论的影响还体现在简化式系数K(K‘)或入（入‘）的推算值之中。对此，我们将暂且留待后文予以进一步地论述。

考虑“后顾拇指定价规则”行为时，由附表一2我们可以清楚地看到，3估计值与前文大体相当。鉴于此，综合附表-1与附表-2的基本结论，我们有理由认为：尽管以LIS作为“缺口”代理变量时更加频繁地出现了B >1的情形；然而，关于参数B的实证估计结果仍位于合理可信的范围之内。

就我们一直以来更为关心的定价行为特征而言——在此包括名义价格黏性0和后顾行为比例ω，我们发现，关于结构参数θ，ω的实证估计结果比较敏感地依赖于通货膨胀一“缺口”代理变量组合、生产技术以及正交性条件的设定形式。具体而言，当a=0.4时，在CPI&LIS、N-l组合下，0由0. 72（纯粹前瞻性）下降至0.63（混合型）；此时，ω估计值最小：经济体系内约有21%的企业遵循“后顾性拇指定价规则”。而在N-2标准化形式下，0却由0. 40上升至0.48;0也相应地增加至0. 50。基于同样的生产技术假定，在GDPDF&LIS、N-1组合下，O由0. 37（纯粹前瞻性）上升至0. 64（混合型）；而在N-2标准化形式下，却由0. 25下降至0.19。在此过程中，后顾比例(|)则由0.59(N -1)大幅下降至0.29(N-2)。

与之形成鲜明对照的是，当生产技术呈现规模报酬不变特征时，结构参数0，∞估计值受正交性条件的影响相对较小。考虑“拇指规则”行为之后，0估计值均不同程度且一致性地有所下降，特别是在GDPDF&LIS组合下，6的降低幅度更大、更明显一些；与此同时，后顾行为比率ω∞的浮动范围也进一步地缩减至0.43~0.50之间。鉴于此，我们认为，在刻画通货膨胀与源自实质经济活动的通胀压力之间的动态关系时，特别是我们希望由此获得关于企业定价行为的基本特征时，对于外在经济环境、经济结构的认识，包括涉及生产技术面的基本假定，可能具有十分重要的影响。

在附表-2中，我们同样推算了平均持续期、“后顾一前瞻”系数^y。，Yf以及“缺口”系数入（λ’）及其标准差，以便与上文的实证分析结果加以验证、比较。我们可以清楚地看到，考虑CPI&LIS组合时，平均持续期基本稳定在2—2.7个季度之间；而在GDPDF&US组合下的浮动范围则相对较大，为1.2~3.2个季度左右。尽管在数值上与附表-1的结果略有差异；然而我们认为，上述定性结论仍处于可接受的范围内。

此外，名义黏性e和后顾比例∞对于通货膨胀一“缺口”代理变量、生产技术以及正交性条件的敏感依赖性再一次体现在简化式“后顾一前瞻”系数Yb，γ，以及入（入‘）推算值之中。具体而言，当a = 0.4且考虑CPI＆LIS组合时，正交性条件对于“缺口”系数入。几乎不存在任何影响；在N -1标准化形式下，“后顾一前瞻不对等性”也最为明显：^y。，^y，分别为0. 25与0.77。基于同样的生产技术假定，在GDPDF&LIS、N-l组合下，入’近乎等于0；而在N-2标准化形式下，^y，却又各自等于0. 60与0.40。当生产技术呈现规模报酬不变特征时，尽管数值大致相当；其定性结论——即“后顾一前瞻系数孰大孰小”——却往往受正交性条件的影响。纵观附表-2，我们还可以清楚地看到，也只有在a=0、GDPDF&LIS、N-2组合下，混合型Phillips曲线才呈现出较强的“缺口”敏感性（入=0. 23）；在绝大多数情形下，入明显地低于相同组合下纯粹前瞻性Phillips曲线的“缺口”系数：除个别情况之外，入（入‘）与K(K‘)均大致位于0.11~0.38范围内。

4．与相关文献之间的联系和比较

至此，我们大体完成了Phillips曲线结构参数估计的实证研究工作。尽管现阶段本文仍存在诸多缺陷与不足；然而，基本的实证结论还是值得信赖并且具有一定的稳健性。更为重要的是，我们得到了刻画名义价格黏性与后顾行为比例的关键结构参数O，ω。这将为我们更深入地考察新凯恩斯主义Phillips曲线背后蕴涵的经济结构关系、揭示企业定价行为的基本特征并进行国别比较，提供了现实的基础。在此，我们尝试着基于Gali etal( 1999，2001，2003)的实证研究成果，对中、美、欧3国（地区）各自的情形加以概述性的比较分析。除此之外，我们还将着重考察刘斌( 2003a，2003b)与Scheibe&Vines(2005)的估计结果与本文工作之间的异同。我们相信，这也由另一个侧面佐证了本文实证结论的适当性。

诚如上文所述，经济学家们就“剔除趋势后的实际产出与实际单位劳动成本作为‘缺口’代理变量在新凯恩斯主义Phillips曲线中的实证表现”问题，目前仍持有不同见解。我们的研究工作却表明，这一“困扰”在中国似乎并不成立。尽管HP -滤波这种简单的统计处理方式因缺乏理论基础而饱受争议；然而，在实际数据中，我们很容易看到产出缺口与通货膨胀之间存在着密切的、正向的互动联系；甚至呈现出十分强烈的“缺口”敏感性。

就定价行为结构参数估计而言，Gali et al( 1999，2001)认为，如果生产技术满足规模报酬不变性质，基于纯粹前瞻性Phillips曲线的实证估计结果，欧元区的名义黏性似乎过高，平均持续期约为2.5—3年；而美国的价格平均持续期也在1.5~2年左右。与之形成鲜明对照的是，中国的名义黏性程度似乎要低得多：平均持续期大多位于2—3个季度之间，最长也只不过4.2个季度左右。考虑规模报酬递减的生产函数将明显地降低美国与欧元区的名义黏性：此时，美国、欧元区的价格平均持续期分别为2~3个季度、4—6个季度左右；Sbor-done( 2002)的研究也证实了Gali et al( 1999，2001)的基本结论。然而，在我们的实证研究中，这种名义黏性的改善程度却相对地小得多。

引入厂商“后顾”定价行为时，我们发现，后顾行为特征对于名义黏性的实证估计结果不存在明显的影响。综合上述若干因素，“价格平均持续期约为半年左右”应该是一个合理的判断；因此，中国经济的名义黏性程度将略低于美国、欧元区。然而，国内企业却可能更多地遵循简单的“拇指定价规则”。总体而言，“后顾”企业所占比例∞大致位于1/5 - 3/5区间范围内；约有近半数的企业将会采取“拇指”定价规则。这一比例高于美国、更远高于欧元区经济。由于缺乏企业层面的微观调查数据，我们无法确切地得知国内企业的定价行为特征——包括调价频率、遵循的定价规则等；然而我们倾向于认为，上述结果可能反映了国内企业在面临通货膨胀剧烈波动之时，大多只是“有限度地、理性地”调整其产品价格。此外，在混合型Phillips曲线中，中国经济的“后顾”系数均明显地高于美、欧地区。这也要求我们在描述企业的定价行为、刻画通货膨胀的动态变化以及制定、实施货币政策的实践过程中，更为谨慎地考虑到这一基本特征。

至此，仍有必要将本文与Scheibe&Vines( 2005)、刘斌(2003a，2003b)的实证结论稍加比较。注意到，在Scheibe&Vines的回归估计式中，通货膨胀对应于“年同比增长”的涵义。作者采用滚动估计( rolling estimation)方法谨慎地考虑了渐进式的价格改革与市场化进程对于实证结论的影响。此时，考察本文与Scheibe&Vines、刘斌在同一时间段内的系数估计结果应该更具有定性意义上的参考价值。就模型设定而言，名义有效汇率（NEER，nominal effective exchange rate）作为重要的解释变量出现在Scheibe&Vines的回归式右手边；而本文与刘斌则侧重关注“缺口”变量一通货膨胀之间的动态关系。因此，实证中我们均未考虑成本冲击、结构变迁等因素的影响。

对照上述研究结果显示，在Scheibe&Vines看来，传统后顾型与混合型Phillips曲线中，无论以调查数据还是工具变量方法作为“预期”通货膨胀的代理变量，或者是否施加垂直的长期Phil-lips曲线的约束条件，产出缺口代理变量均具有良好的实证表现。此外，我们还发现，就“缺口”敏感性系数而言，刘斌的简化式估计值(0.27)与本文的结构参数推算值相对比较吻合；然而，预期和滞后通货膨胀前的系数均已明显地高于本文的实证估计结果。

三、小结

就中国的经济周期和货币政策问题而言，在考察产出波动变化的同时，我们不得不将视野转向与之相对的另一面，即关注通货膨胀的动态特征。

本文在新凯恩斯主义的理论分析框架内，基于1992~ 2007年期间季度宏观经济统计资料，由实证层面详细地考察了通货膨胀与“缺口”代理变量之间的动态关系。我们发现，纯粹前瞻性与混合型Phillips曲线能够比较好地刻画上述二者之间的动态结构特征；预期成分和源自实质经济活动的通胀压力对于当前的通货膨胀存在着至关重要的影响。因此，中国的Phillips曲线具有“前瞻”性质。结构参数估计结果显示，在每一季度内，约有近50%的国内厂商调整价格；价格平均持续期为半年左右，低于美国、更显著地低于欧元区经济。与此同时，国内企业更大程度地遵循“拇指定价规则”，约占40~ 60%左右；而这一比例却又明显地高于美、欧经济。上述结论具有良好稳健的实证表现；并不十分敏感地依赖于通货膨胀一“缺口”代理变量组合、关于生产技术的假定以及我们在实证估计阶段面临的细节处理问题。

然而，本文的研究工作尚处起步阶段，就分析框架、方法技术乃至实证结论而言，仍略显粗糙；离我们的最终目标相距甚远。

采用传统GMM估计方法往往存在“弱识别”( weak identification)问题；由此导致基于渐近分布理论的统计推断趋于失效。尽管“内生变量与工具变量在第一阶段回归中的F-统计量”以及“过度识别限制( over - identifying restriction)J -统计量”均支持本文实证工作的适当性；然而，样本观测较少始终是我们无法回避的问题。因此，我们将在后续研究中更为详细地比较单方程一GMM估计、“最优工具变量”- GMM估计、FIML一估计的经验表现及其优劣异同，进而考察估计方法本身对于本文实证结论的影响。

究其本质而言，通货膨胀始终属于一个货币现象。那么，在决定通货膨胀短期动态特征的诸多影响因素之中，货币又究竟发挥着怎样的作用呢？我们的实证回归模型是否遗漏了重要的解释变量、是否还存在着其他的成本冲击渠道？随着中央银行货币政策调控水平的不断提高，通货膨胀的波动渐趋稳定并且越来越呈现出一种“可控”特征。随之而来的疑问就是：通货膨胀、实质经济活动与货币政策之间，究竟存在着怎样的联系？在本文的样本考察期内，中国的价格改革历程已基本完成。然而，我们仍然无法先验地排除以下可能：通货膨胀的动态特征可能发生了潜在的结构变化。那么，究竟哪些因素——经济环境或货币政策——导致了这种结构变化？对于通货膨胀持久性乃至Phillips曲线关系又将造成怎样的影响？即便认可本文的实证估计结果，对此我们又能够在多大程度上赋予定价行为上的解释？回答所有这些问题，我们需要的恐怕都是一个在正规的动态随机一般均衡模型下的实证分析结论，而非简单的单方程结构参数估计结果。

主要参考文献：

1．刘斌(a)：《最优货币政策规则的选择及在我国的应用》，《经济研究》2003年第9期。

2．刘斌(b)：《最优简单货币政策规则在我国应用的