1、“.....而当时值最小，两者不，故须通过滞后期的系数的著水平来帮助确定最适滞后阶数。先建立滞后期为的模型，软件拟合得表滞后期的模型结果输出表是平稳的。其中滞后阶数据选取采用准则和准则。运用对和进行三种模型的各阶滞后期检验，结果发现都不能拒绝，因此认为和皆不平稳。再对它们的阶差进行有截距而无时间趋势有截距且有时间趋势﹤检验时，只要个模型拒绝就可认为是对两个序列进行平稳性检验，本文采用单位根检验法来进行检验，法有三个模型我国居民消费的人均关系的实证分析无截距且无时间趋势，否则会现伪回归的现象。图可看出，与明显不平稳，但大致可看出两者间存在着较为稳定的关系，下面对它们进行协整检验。在进行两步法之前，必须明确与是同阶单整......”。

2、“.....是偏离长期均衡关系的离差估计值，故如果这些离差估计值平稳，则序列和是协整的。运用时间序列进行回归分析时，要求各时间序列变量具有平衡性，或者各时间序列间具有协整关系估计长期均衡关系，假设，且，则它们可能存在协整关系，于是采用回归方程估计长期均衡关系，得出系数和。第步，检验离差衡关系，它们可能存在协整。我国居民消费的人均关系的实证分析图和的时间趋势图协整检验。本文采用两步法进行协整检验。第步，用普通最小二乘法组非平稳时间序列存在个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的，这个线性组合就被称为协整方程，说明他们之间有种长期的均衡关系。从图可大致看出，和之间存长期均使得，其中，，则认为序列„„是，阶协整，记为，对于协整较通俗的解释是，如果列。单整如果时间序列经过阶差分后非平稳，而经阶差分后平稳......”。

3、“.....为为协整如果序列„„都是阶单整，且存在向量为数不少，但真正有可信度的却少之又少。三实证分析协整分析相关概念。平稳宽平稳如果时间序列满足，其中为常数，则称为宽平稳时间序用时间序列进行回归分析时，要求各时间序列变量具有平衡性，或者各时间序列间具有协整关系，然而在模型拟合前，他并未进行此类检验。综上，虽然对国消费与收我国居民消费的人均关系的实证分析入实证关系的研究未作丝毫说明，且文章发表已久，所用数据距过旧。王军的研究方法就是先假设了消费和收入的个不同滞后长度的的滞后变量模型，然后直接进行拟合，得出个消费函数模型，但并未分析和结出哪个与我国实际情况最符，况且运方式是不样的，各经济变量间的关系也是有所差别的，因此，将两个时间段两种不同经济体制下的经济数据不加区分的起拟合，得出的结果是不太有说服力的。而朱江，田映华，孙全对误差修正模型滞后期数选取过于随意，析......”。

4、“.....但改革开方前后我国实行的是不同的经济体制，年到属于社会主义改造时期，年到年间我国是几乎没有市场经济的，年年后才开始实行市场经济的，不同经济体制下的经济运行李永华，湖北的朱江田映华孙全，北京的王军等人。其中胡静李永华朱江田映华孙全主要研究方法是对消费及它相关变量建立误差修正模型，但胡静李永华选取的数据都从年开始，且不将年前后的数据分开进行分经济体制下的收入消费关系，故本文选取了年的人均和人均消费水平的统计数据，运用计量经济学的研究方法，分析二者之实际关系。二国内研究综述目前，研究我国消费与收入实证关系的学者主要有天津的胡静李经济体制下的收入消费关系，故本文选取了年的人均和人均消费水平的统计数据，运用计量经济学的研究方法，分析二者之实际关系。二国内研究综述目前，研究我国消费与收入实证关系的学者主要有天津的胡静李永华，湖北的朱江田映华孙全，北京的王军等人......”。

5、“.....但胡静李永华选取的数据都从年开始，且不将年前后的数据分开进行分析，而是作为组数据同时在个模型中进行拟合，但改革开方前后我国实行的是不同的经济体制，年到属于社会主义改造时期，年到年间我国是几乎没有市场经济的，年年后才开始实行市场经济的，不同经济体制下的经济运行方式是不样的，各经济变量间的关系也是有所差别的，因此，将两个时间段两种不同经济体制下的经济数据不加区分的起拟合，得出的结果是不太有说服力的。而朱江，田映华，孙全对误差修正模型滞后期数选取过于随意，未作丝毫说明，且文章发表已久，所用数据距过旧。王军的研究方法就是先假设了消费和收入的个不同滞后长度的的滞后变量模型，然后直接进行拟合，得出个消费函数模型，但并未分析和结出哪个与我国实际情况最符，况且运用时间序列进行回归分析时，要求各时间序列变量具有平衡性，或者各时间序列间具有协整关系......”。

6、“.....他并未进行此类检验。综上，虽然对国消费与收我国居民消费的人均关系的实证分析入实证关系的研究为数不少，但真正有可信度的却少之又少。三实证分析协整分析相关概念。平稳宽平稳如果时间序列满足，其中为常数，则称为宽平稳时间序列。单整如果时间序列经过阶差分后非平稳，而经阶差分后平稳，则称时间序列是阶单整的，为为协整如果序列„„都是阶单整，且存在向量使得，其中，，则认为序列„„是，阶协整，记为，对于协整较通俗的解释是，如果组非平稳时间序列存在个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的，这个线性组合就被称为协整方程，说明他们之间有种长期的均衡关系。从图可大致看出，和之间存长期均衡关系，它们可能存在协整。我国居民消费的人均关系的实证分析图和的时间趋势图协整检验。本文采用两步法进行协整检验。第步，用普通最小二乘法估计长期均衡关系，假设，且......”。

7、“.....于是采用回归方程估计长期均衡关系，得出系数和。第步，检验离差的平稳性。是偏离长期均衡关系的离差估计值，故如果这些离差估计值平稳，则序列和是协整的。运用时间序列进行回归分析时，要求各时间序列变量具有平衡性，或者各时间序列间具有协整关系，否则会现伪回归的现象。图可看出，与明显不平稳，但大致可看出两者间存在着较为稳定的关系，下面对它们进行协整检验。在进行两步法之前，必须明确与是同阶单整，所以第步是对两个序列进行平稳性检验，本文采用单位根检验法来进行检验，法有三个模型我国居民消费的人均关系的实证分析无截距且无时间趋势有截距而无时间趋势有截距且有时间趋势﹤检验时，只要个模型拒绝就可认为是平稳的。其中滞后阶数据选取采用准则和准则......”。

8、“.....结果发现都不能拒绝，因此认为和皆不平稳。再对它们的阶差进行检验，用各个模型对分别进行尝试，同时用准则和准则进行滞后期定阶，得出最适滞后阶数为的模型能通过检验进行同样的操作，得出最适滞后阶数为的模型能通过检验，它们的软件输出结果如下表的检验表的检验我国居民消费的人均关系的实证分析由表和表看出，两个序列的统计量值小于各自置信水平下的临界值，因此可认为与的阶差分与皆平稳，即可进行协整检验。第步，建立协整回归，拟合结果为表与的有截距回归分析表且其系数有，当期的实际值大于长期均衡时，则为正，为负，使得减小，向长期均衡趋近，且趋近的快慢，反之亦然，因此，能对变化引起的的短期波动进行调控，具有反向修正作用。由之前检验已知，和存在，阶协整，故可建立误差修正模型在此......”。

9、“.....利用对取分别进行拟合，得出不同取值时的离差平方和，由此算出各期值与值表各滞后期的值与值表图示如下我国居民消费的人均关系的实证分析图值与值变化图由于当时值最小，而当时值最小，两者不，故须通过滞后期的系数的著水平来帮助确定最适滞后阶数。先建立滞后期为的模型，软件拟合得表滞后期的模型结果输出表我国居民消费的人均关系的实证分析由表可看出除的系数外，其余各变量的系数皆很不显著，因此可舍弃滞后期为的模型，建立滞后期为的误差修正模型，软件拟合得表滞后期的模型结果输出表由表可知，的系数极不显著，可将其剔除，重新建模得表修改后的模型结果输出表我国居民消费的人均关系的实证分析由表易知各变量系数皆显著，最终模型为综上，自改革开放以来，我国居民收入人均与人均消费的长期均衡关系为，短期波动关系为。三模型解释由方程可知，长久来看......”。