第1章 回归分析与时间序列分析初步

1、第一章 回归分析与时间序列分析初步本章结构n1.1 回归分析n1.2 伪回归n1.3 非平稳时间序列-单位根检验n1.4 协整n1.5 误差修正模型n1.6 Granger因果关系检验1.1 回归分析一、线性回归模型的特征一、线性回归模型的特征例子：例子：凯恩斯绝对收入假设消费理凯恩斯绝对收入假设消费理论论模型：模型：“消费是由收入唯一决定的，是收消费是由收入唯一决定的，是收入的线性函数。随着收入的增加，入的线性函数。随着收入的增加，消费增加，但消费的增长低于收入消费增加，但消费的增长低于收入的增长，即边际消费倾向递减。的增长，即边际消费倾向递减。”4将消费和收入之间的关系用如下方程描述：将消

2、费和收入之间的关系用如下方程描述：C=+y + 其中，其中， 是随机误差项。是随机误差项。根据该方程，每给定一个收入根据该方程，每给定一个收入 y 的值，消的值，消费费C并不是唯一确定的，而是有许多值，并不是唯一确定的，而是有许多值，他们的概率分布与他们的概率分布与的概率分布相同。的概率分布相同。线性回归模型的特征：线性回归模型的特征：有随机误差项！有随机误差项！51.在解释变量中被忽略因素的影响；在解释变量中被忽略因素的影响；2.变量观测值误差的影响；变量观测值误差的影响；3.模型数学形式设置误差的影响；模型数学形式设置误差的影响；4.其他随机因素的影响。其他随机因素的影响。设置随机误差项设

3、置随机误差项的原因的原因6二、线性回归模型的基本假定二、线性回归模型的基本假定线性回归模型的一般形式为：线性回归模型的一般形式为：011iikk iiyxx由于随机项由于随机项的存在，使得模型中的参的存在，使得模型中的参数数0.k的数值不能严格算出，只能进的数值不能严格算出，只能进行估计。行估计。在计量经济学中，能否成功地估计出这在计量经济学中，能否成功地估计出这些参数值，取决于随机项些参数值，取决于随机项和自变量和自变量x的的性质。性质。7随机项随机项和自变量和自变量x的统计假定：的统计假定：假定假定1：每个每个i均为服从正态分布的实均为服从正态分布的实随机变量。随机变量。假定假定2：0均值

4、假定均值假定。),.,2 , 1(0)(niEi假定假定3：同方差假定。同方差假定。常数22)()(iiEV8假定假定4：无自相关无自相关(无序列相关无序列相关)假定。假定。)(0),(jiCOVji假定假定5：非随机变量假定。非随机变量假定。解释变量解释变量xi是外生变量，与是外生变量，与i不相关。不相关。假定假定6：无多重共线性假定：无多重共线性假定解释变量解释变量xi之间没有严格的线性相关。之间没有严格的线性相关。Yi= 0 + 1X1i + 2X2i + + kXki+ui解释变量解释变量X1 X2Xk间存在间存在完全的完全的或或接近的接近的线性关系，称之为线性关系，称之为多重共线性多

5、重共线性。1.如果存在一组不全为如果存在一组不全为0的的，使得：使得：1X1i + 2X2i + + kXki=0称之为称之为完全多重共线性完全多重共线性2.如果存在一组不全为如果存在一组不全为0的的，使得：使得：1X1i + 2X2i + + kXki+vi=0vi为随机误差项，称之为为随机误差项，称之为不完全多重共线性不完全多重共线性，又叫又叫高度多重共线性。高度多重共线性。9三、满足经典假定参数估计量三、满足经典假定参数估计量的性质的性质1.线性线性2.无偏性无偏性3.有效性（最小方差性）有效性（最小方差性）简称简称BLUE如果不满足经典假定，参数估计量可能如果不满足经典假定，参数估计量

6、可能不再是不再是BLUE，甚至参数无法估计（完全，甚至参数无法估计（完全的多重共线性）的多重共线性）10四、模型的诊断四、模型的诊断几个重要几个重要的检验统计量的检验统计量1.t Statistics 2.P value3.R2（ Adjusted r square ）4.F Statistics5.D.W. Statistics6.多重共线性的诊断多重共线性的诊断111.2 伪回归n一个模拟案例利用软件模拟以下两个序列做两个序列的简单线性回归模型。111.5,(0,1)1.2,(0,1)ttttttttyyu uNIDxxv vNID伪回归模拟案例n两个序列是相互独立的序列，但回归结果却显示

7、，模型中系数都具有统计显著性。这是伪回归现象。n所谓伪回归，就是指变量之间本来不存在真正的关系，而是由于变量都是非平稳序列造成的虚假显著性关系。伪回归的概念伪回归的特征n非常高的R2n较低的DW统计量n系数表现出很强的显著性n该特征的原因是，检验统计量 将不再服从t分布，t统计量的方差远远大于t分布的方差，若仍用t分布临界值进行检验，拒绝原假设的概率会大大增加。11()ts伪回归的启示n多变量的时间序列回归建模必须要进行序列的平稳性检验。n对于平稳的多元时间序列可以进行回归建模。对于非平稳的序列还要进行进一步的检验，再做处理。 数据的平稳性数据的平稳性v对于一个时间序列变量对于一个时间序列变量

8、Y Yt t , ,如果满足以如果满足以下条件，则称下条件，则称Y Yt t是平稳的。是平稳的。平稳性数据的图示平稳性数据的图示121314151617181950100150200250300350400450500X1我国现实数据图示我国现实数据图示1.3 非平稳时间序列-单位根检验n定义n通过检验特征根是在单位圆内还是单位圆上（外），来检验序列的平稳性n方法nDF检验nADF检验nPP检验n.v对对1阶自回归模型阶自回归模型AR(1)：tttXX1v进行差分，可以得到：进行差分，可以得到：tttttXXX) 1(v对差分方程进行回归，如果可以检验对差分方程进行回归，如果可以检验为为0 0

9、，即表明，即表明 等于等于1，则说明，则说明Xt为单为单位根过程，记为位根过程，记为I(1)。v根据变量的根据变量的数据生成过程（数据生成过程（DGP）可以将可以将检验单位根的方程设定为：检验单位根的方程设定为：tttXXtttXXtttXtXv1.1.数据中不含趋势项数据中不含趋势项v2.2.数据中含趋势项数据中含趋势项v3.3.数据中含二次趋势项数据中含二次趋势项v常见的单位根检验方法主要有：常见的单位根检验方法主要有：ADFADF检验检验、PPPP检验检验、KPSSKPSS检验检验等。等。1.4 1.4 协整理论协整理论1.1.协整的定义：协整的定义：如果序列如果序列X1t,X2t,Xk

10、t都是都是d阶单整，存在阶单整，存在向量向量 =( 1, 2, k)，使得，使得 Zt= XT I(d-b) 其中，其中，b0，X=(X1t,X2t,Xkt)T，则认为序，则认为序列列X1t,X2t,Xkt是是(d,b)阶协整，记为阶协整，记为XtCI(d,b)， 为为协整向量（协整向量（cointegrated vector）。2. 2. 协整检验协整检验v(1) Engle-Granger两步法检验两步法检验 为了协整关系的存在，为了协整关系的存在，Engle和和Granger于于1987年年提出两步检验法，也称为提出两步检验法，也称为EGEG两步检验法两步检验法。 第一步第一步，用用OL

11、S方法估计方程方法估计方程 Yt= = 0 0+ + 1 1Xt+e+et t并计算残差，得到：并计算残差，得到： tttttYYeXY10v第二步第二步，对残差进行单位根检验，看其是否，对残差进行单位根检验，看其是否服从服从I(0)过程。过程。Engle-GrangerEngle-Granger两步法检验的缺陷两步法检验的缺陷vE-G两步法可以检验协整关系是否两步法可以检验协整关系是否存在，但对于超过两个变量构成的存在，但对于超过两个变量构成的协整系统，协整系统，不能检验是否有多个协不能检验是否有多个协整关系存在整关系存在。v例如，三个变量：例如，三个变量：X、Y、Z，在三个变量之间存在在三

12、个变量之间存在四种四种可能的线性组合：可能的线性组合：vX&Y 、 Y&Z、 X&Z 、 X&Y&Zv但只考虑独立的线性组合，对于但只考虑独立的线性组合，对于n个变量，最多只个变量，最多只有有n-1个独立的协整关系。考虑上面的个独立的协整关系。考虑上面的四种四种组合：组合：v如果如果X&Y协整，则有：协整，则有：aX+bY+cI(0)v如果如果Y&Z协整，则有：协整，则有：pY+qZ+rI(0)v将上面的线性组合相加，有：将上面的线性组合相加，有：vaX+(b+p)Y+qZ+(c+r)I(0)，所以，所以X&Y&Z协整协整

13、v用用p乘乘aX+bY+c减去减去b乘乘pY+qZ+r, 有：有：vapX-bqZ+(cp-br)I(0)，所以，所以X&Z协整协整（2）VAR模型和模型和Johansen协整检验协整检验1） VAR模型模型 1980年，Sims提出了向量自回归模型(Vector autoregressive model,VAR)。VAR模型采用多方程联立的形式，但与联立方程模型需要区分内生变量和外生变量不同的是，VAR模型假定在模型中的变量全部为内生变量，内生变量对模型的全部内生变量的滞后项进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。v例如：例如：GDP（yt）和货币供应量（）和货币供应量（xt）之间

14、的）之间的关系可由一个含常数项的双变量的关系可由一个含常数项的双变量的VAR(1)模模型表示：型表示：ttttttttuxyxuxyy2122121211121111 VAR模型不是建立在经济理论基础之上的，是一种乏理论(Atheoretic)的模型，无需对变量作任何先验性的约束。 因此，在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对对另一个变量的影响，而是分析当一个误差（脉冲）项发生变化，也就是模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数(Impulse response function，IRF)分析法。 因为因为VAR模型也是要求模型中的变量是平稳的，常模型也是要求模

15、型中的变量是平稳的，常见的错误就是对非平稳的数据进行脉冲响应分析，见的错误就是对非平稳的数据进行脉冲响应分析，从而得到的脉冲响应函数不收敛！从而得到的脉冲响应函数不收敛！2） VAR模型中协整向量的估计模型中协整向量的估计vVAR模型协整向量的估计方法最早由模型协整向量的估计方法最早由Johansen（1988）提出。提出。可以表示为：变量的可以证明：212211)()p(VARnntttttptptttyyyYUYYYY Yt =+ Yt-1+ 1 Yt-1+ 2 Yt-2+ p-1 Yt - (p-1)+Ut III1-k , 2, 1, j ,21101kkiikjiij 其中：vGra

16、nger定理指出：如果定理指出：如果rk( ) =rn，那么，那么存在存在nr矩阵矩阵 和和 ，它们的秩都是，它们的秩都是r，使得，使得 = ，且，且 Yt-1I(0)。vJohansen方法就是在方法就是在VAR的形式下检验协的形式下检验协整参数矩阵整参数矩阵 的秩，估计协整向量和调节系的秩，估计协整向量和调节系数矩阵数矩阵 。3）Johansen tests的五种设定vJohansen方法在实际检验协整关系时，根据方法在实际检验协整关系时，根据变量的水平数据以及协整方程中变量的水平数据以及协整方程中截距项截距项和和趋趋势项势项的不同，而有的不同，而有5种不同的检验形式。种不同的检验形式。y

17、t=yt-1+utyt= +yt-1+utyt= + t+yt-1+ut Yt = + t + Yt-1 + ut= ( 2+ 2t)+ ( Yt-1+ 1+ 1t) + ut 即即: : 1 1= = 2 2= = 1 1= = 2 2=0 =0 协整空间中无常数协整空间中无常数项、无趋势项。数据空间中无均值、项、无趋势项。数据空间中无均值、无趋势项。无趋势项。yt=yt-1+ut Yt = + t + Yt-1 + ut= ( 2+ 2t)+ ( Yt-1+ 1+ 1t) + ut 即即: : 1 1 0,0, 2 2=0,=0, 1 1= = 2 2=0 =0 协整空间中有协整空间中有常

18、数项、无趋势项。数据空间中无均常数项、无趋势项。数据空间中无均值、无趋势项。值、无趋势项。yt=yt-1+ut Yt = + t + Yt-1 + ut= ( 2+ 2t)+ ( Yt-1+ 1+ 1t) + ut 即即: : 1 1 0,0, 2 2 0,0, 1 1= = 2 2=0 =0 协整空间中有常协整空间中有常数项、无趋势项。数据空间中有线性趋势、数项、无趋势项。数据空间中有线性趋势、无二次趋势项。无二次趋势项。yt= +yt-1+ut Yt = + t + Yt-1 + ut= ( 2+ 2t)+ ( Yt-1+ 1+ 1t) + ut 即即: : 1 1 0,0, 2 2 0,

19、0, 1 1 0,0, 2 2=0 =0 协整空间中有协整空间中有常数项、有线性趋势项。数据空间中有线常数项、有线性趋势项。数据空间中有线性趋势、无二次趋势项。性趋势、无二次趋势项。 yt= +yt-1+ut Yt = + t + Yt-1 + ut= ( 2+ 2t)+ ( Yt-1+ 1+ 1t) + ut 即即: : 1 1 0,0, 2 2 0,0, 1 1 0,0, 2 2 0 0 协整空间中有协整空间中有常数项、有线性趋势项。数据空间中有线常数项、有线性趋势项。数据空间中有线性趋势、有二次趋势项。性趋势、有二次趋势项。 yt= + t+yt-1+ut1.5 误差修正模型 Engle

20、 与与 Granger(1987) 提出了著名的提出了著名的Granger表述定理（表述定理（Granger representaion theorem）：）： 如果变量如果变量X X与与Y Y是协整的，则它们间的短期非均是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。衡关系总能由一个误差修正模型表述。tttXYlaggedY1),( 其中，其中， t-1t-1是非均衡误差项是非均衡误差项或者说成是或者说成是长期长期均衡偏差项均衡偏差项， 是是短期调节系数（阵）短期调节系数（阵）。1.6 1.6 Granger因果关系检验因果关系检验v1.1.Granger因果关系检验的含义因果

21、关系检验的含义vGranger因果关系因果关系:对于对于2元向量自回归（滞后为元向量自回归（滞后为k）联立模型：联立模型：v(1)若滞后若滞后x所估计的系数作为一个群体在统计上是所估计的系数作为一个群体在统计上是异于异于0的，即的，即bi0，且滞后，且滞后y所估计的系数的集合所估计的系数的集合不是在统计上是异于不是在统计上是异于0的，即的，即di = 0, 则有从则有从xt到到 yt 的的Granger因。因。v(2) 若若bi = 0，且，且di 0, 则有从则有从yt 到到 xt的的Granger因。因。v(3) 若若bi 0，且，且di 0, 则则yt和和xt有双向有双向Granger因

22、。因。v(4) 若若bi = 0，且，且di = 0, 则则yt和和xt之间独立，之间独立，无因果关系！无因果关系！v2.2.运用运用Granger因果关系检验的常见误区因果关系检验的常见误区v（1 1）对不平稳的变量作）对不平稳的变量作GrangerGranger因果关系因果关系检验检验v（2 2）将）将GrangerGranger因果关系理解成因果逻辑因果关系理解成因果逻辑关系关系vZhaojianyi: 很多师生误把格兰杰因果检验误认很多师生误把格兰杰因果检验误认为是可以对经济变量有无因果关系做检验，洪为是可以对经济变量有无因果关系做检验，洪老师能给我们解释一下格兰杰因果检验的用途老师能

23、给我们解释一下格兰杰因果检验的用途吗？吗？v洪永淼洪永淼：GrangerGranger（19691969）提出了著名的因果检）提出了著名的因果检验。因为计量经济学所检验的并不是经济学通验。因为计量经济学所检验的并不是经济学通常研究的因果逻辑关系，人们通常称之为常研究的因果逻辑关系，人们通常称之为GrangerGranger因果检验。因果检验。GrangerGranger因果检验主要是检因果检验主要是检验一个经济变量的历史信息是否可用来预测另验一个经济变量的历史信息是否可用来预测另一个经济变量未来变动。也就是说，一个经济变量未来变动。也就是说，GrangerGranger因因果关系是一种计量经济

24、学意义上的预测关系，果关系是一种计量经济学意义上的预测关系，并不是真正意义上的因果关系并不是真正意义上的因果关系。协整理论的新发展协整理论的新发展112()()ttttttyx I xx I x1112ttttttttyxxyxx阈值协整（阈值协整（threshold cointegration）应用时间序列模型的实际论文分析应用时间序列模型的实际论文分析中国的财政赤字与通货膨胀：1952-2007 内容摘要：内容摘要：近三十年来，我国财政收支基本上一直处于赤字状态，理论上来讲，长期的财政赤字如果不能以税收收入作为担保，政府必然最终会通过征收铸币税的方式来弥补，而且如果财政当局处于主导地位，财

25、政当局本身甚至可以独立地决定价格水平，在政府的举债能力不受到任何限制情况下，极有可能会引起恶性通货膨胀。基于此，本文从我国的政府跨期预算约束方程着手，建立了一个分析框架，探讨了我国财政赤字与通货膨胀之间的关系，并进行了相关计量检验和实证分析。所得出的主要结论为：在当前的政府融资体制安排下，我国的通货膨胀很大程度上是一种的财政现象，财政政策在价格水平决定中发挥主导作用，货币政策处于从属地位。如果要从根本上治愈周期性的通货膨胀，就需要进行相应的财政政策调整、财政体制改革和货币体制改革，健全政府融资体制。 关键词：关键词：财政赤字 通货膨胀 铸币税 价格水平决定的财政理论 货币政策 一、引一、引 言

26、言 改革开放以来， 虽然我国经济持续保持高速增长， 政府部门在整体经济中的参与程度不断缩小，但是财政收支除了个别年份（1982 年和 1985 年）出现少量盈余之外，绝大多数年份都处于赤字状态。一般来讲，财政赤字是否引起通货膨胀取决于赤字的弥补方式, 赤字债务化短期内一般不会引起通货膨胀，而赤字货币化短期内便会立即引起通货膨胀，但持续大量的财政赤字最终都要依靠征收铸币税的方式来弥补，从而必然会引起通货膨胀，而且受到预期的影响，通货膨胀可能会提前来临。虽然当前我国国民经济运行受到全球性金融危机的影响，消费物价上涨和人民币升值趋势都得到一定程度逆转，但不可忽视的是随后可能采取的扩张财政政策，财政赤

27、字难免会进一步加大，这无疑会加剧国民经济运行未来可能面临通货膨胀风险。考虑到财政赤字对通货膨胀所可能带来的影响，如何合理协调货币政策和财政政策早已经成为学术界关注的主要问题之一，而解决这一问题的关键是要厘清财政与央行之间的关系，特别是要正确理解财政赤字与通货膨胀之间的关系。 从历史上来看，1948 年中国人民银行成立之后，经过三年的治理整顿基本上平息了解放前遗留的恶性通货膨胀。与高度集中的计划经济体制相适应，自 1952 年开始我国逐步建立了“大统一”的银行管理体制，人民银行作为全国唯一一家金融机构，开始全面实施信贷资金的计划管理。虽然1962 年之前人民银行名义上为国务院直属机构，之后才改为

28、与财政当局位列同等地位，但事实上在1978 年之前的这段时期里，国家建设资金的集聚和分配大多通过财政，计划和财政是宏观调控的主要手段，人民银行一直作为财政部门的“出纳机构”而存在。在 1969 年至 1978 年这十年期间人民银行甚至被直接并入财政部，成为财政部的“内设出纳部门” ，因此，该期间两者之间的关系可以近似看作“会计与出纳”的关系。然而，在 1952 至 1978 年期间的高度集中计划经济体制下，财政资金和信贷资金完全按照计划进行管理， 物价也处于完全管制状态， 而且当时的决策者按照 “四平”思想进行宏观调控，财政收支上追求既无外债也无内债，要求财政收支自我实现平衡。因此，在财政收支

29、平衡的约束下，除了 1958 年至 1961 年等年份因为连续财政赤字导致现金大量发行并最终引起 1961 年前后的通货膨胀之外，其它年份的累计财政收支反而处于盈余状态，物价指数基本上稳定在 100 左右的水平上。在人民银行作为财政部门“出纳机构”的情况下，我们通过特定的制度安排基本上遏制了财政向央行透支或借款的动机和行为，从而保持了计划经济时代物价的基本稳定。 虽然 1978 年 1 月人民银行与财政部分设并分开办公，1984 年 1 月中央银行体制正式建立，但是人民银行与财政部门之间的“会计与出纳”关系并没有得到完全割裂。财政部门依然可以因为财政赤字而随时向人民银行透支或借款，而且这种透支

30、或借款行为与传统计划经济体制相比反而不再受到财政收支平衡的严格约束。1986 年出台的银行管理暂行条例第三十条规定“财政部门不得向中国人民银行透支” ，实际上受到连续多年财政硬赤字的影响，财政部门向人民银行透支或借款的动机一再得到强化。 截至 1994 年年底， 财政部门向人民银行透支和借款的总额为 1687.7 亿元 （占当时人民银行总资产的 9.6%） ，而 1978 年至 1994 年期间财政赤字的累积余额为 2223.5 亿元，这意味着 76%的财政赤字是通过直接向人民银行透支和借款的方式弥补的。此外，人民银行每年的贷款尊敬的审稿人： 您好！ 经济研究自全面实行稿件双向匿名审稿制度以来

31、取得了良好的效果。对您的大力支持我们深表感谢。为了进一步完善这一制度，提高匿名审稿效果，我们希望在以下方面得到您的帮助： 1本着对作者负责的精神，同时保证我们与您之间的联系畅通，请您在收到稿件的同时回信确认。 2对于请您审阅的稿件，首先请就是否熟悉该稿件所涉领域做出一个初步的判断 (请见匿名审稿意见书)。如果较为熟悉，请您审阅稿件并在30 天内将审稿意见发给我们。鉴于国内论文审读周期一般较短，作者普遍希望能够较快知道审稿意见，相信您一定能够理解作者的心情并支持我们的这一安排。如果您不太熟悉稿件所涉领域，也请及时告知我们，以便重新选择审稿人。如果您不方便审阅稿件，非常欢迎您推荐合适的匿名审稿人。

32、如果超过 30 天没有收到您的审稿意见，我们理解为您自动放弃此次审稿。 3我们的基本看法是，审稿的要点是看论文的选题有无研究价值，前提假设是否合理，研究方法是否得当，资料选择是否适当、可靠，分析是否存在逻辑错误，文献引用是否妥当。对于结论不宜有先验的判断。不能先验地以一种结论肯定或者否定稿件中的结论，并仅仅以此为据肯定或者否定稿件。 4我们特别希望您能够帮助我们把好以下两关：第一，模型设定和数学推导不要有错误；第二，不能有抄袭现象，尤需注意的是对外文文献的翻译性抄袭（如引用重要公式和综述而不注明出处）以及直接抄袭。 5为了对作者负责，同时为了进一步提高匿名审稿效果，我们希望您给出的审稿意见最好

33、不要低于 500 字。 无论您建议退稿（ 匿名审稿意见书选择中的第4 项或第 5 项） ， 还是建议刊用 （第1 项或第 2 项） ，请明确说明理由。当然，如果建议修改请详细陈述修改建议。 6 经济研究希望创造热烈讨论的氛围，但讨论应该建立在相互尊重的基础上。因此，无论稿件质量如何，我们希望您一定尊重作者。审稿意见中不要出现对作者个人的不恰当评价。当然，对于作者不负责任甚至违背学术道德的做法，仍要毫不留情地指出，并给予恰当的批评或谴责。 为了进一步提高审稿质量，更好地对作者和读者负责，从 2005 年 12 月开始， 经济研究将对所有的送审稿件都至少选择两位匿名审稿人评审。遗憾的是，在这样的审

34、稿量下，我们已经无力支付那本就微不足道的每篇 100 元审稿费，因此从 2005 年 12 月起，我们将不再支付审稿费。对此，恳请您谅解。 匿名审稿人是真正的无名英雄。我们相信，您对匿名审稿工作的真诚与热心来自于您对经济学的热爱和对中国经济学研究的支持。对于您的无私支持，我们表示由衷的敬佩和深深的谢意。为表谢意，从 2006 年 1 月起，我们将按时赠送您每期的经济研究并向您颁发年度匿名审稿人证书。 我们殷切希望，在您的热诚帮助下， 经济研究能够越办越好。 联系电话电子邮件：，。 此致 敬礼！ 经济研究编辑部经济研究编辑部 尊敬的审稿人： 您好！ 经济研究自全面实行稿件双向匿名审稿制度以来取得了良好的效果。对您的大力支持我们深表感谢。为了进一步完善这一制度，提高匿名审稿效果，我们希望在以下方面得到您的帮助： 1本着对作者负责的精神，同时保证我们与您之间的联系畅通，请您在收