向量自回歸——協(xié)整與誤差修正模型的兩種方法及論文實(shí)例

1、、EG兩步檢驗(yàn)法1、數(shù)據(jù)收集(1)驗(yàn)證數(shù)據(jù)是否具有平穩(wěn)性數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是指數(shù)據(jù)按抽樣時(shí)間先后排列呈現(xiàn)出無趨勢(shì)現(xiàn)冢.從圖形上看數(shù)據(jù)如果平穩(wěn)它被限制在一定的具有上下界的區(qū)域.從統(tǒng)計(jì)學(xué)分析數(shù)據(jù)的均值方差穩(wěn)定，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性意味著可以我歷史推測(cè)未來從而可以進(jìn)行條件期望建模以實(shí)現(xiàn)前測(cè).2、 計(jì) 量 模 型 和 實(shí) 證 結(jié) 果 分 析(1)單位根檢驗(yàn)在利用OLS對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，若時(shí)間序列為非平穩(wěn)序列，則容易產(chǎn)生偽回歸，從而使模型不能真實(shí)地反映解釋變量和被解釋變量的關(guān)系。因此，為防止偽回歸的出現(xiàn)，先對(duì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。其方法如下：ADF(2)協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整概念是20世紀(jì)80年代由恩格爾(En

2、gle )和格蘭杰(Granger)提出的。a、EG(EngleGranger)兩步檢驗(yàn)法b、約翰森(Johansen)檢驗(yàn)法第一步,協(xié)整回歸(1 )用“普通最小二乘法 OLS 估計(jì)出殘差的計(jì)算公式第二步，檢驗(yàn)殘差的單整性，及是否是平穩(wěn)序列3、誤差修正模型4、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中國電力教育我國電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整陳曉嬌*(華北電力大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京10：摘 要：本文以1996年一2006年間我國用電量和GDP的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了探討。實(shí)證研究結(jié)果表明，盡管在短期內(nèi)，我國電力消 看，它們之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且存在從我國電力消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增 得出誤芥修

3、正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。當(dāng)電力消費(fèi)量短期偏離均衡. 狀態(tài)收斂。關(guān)鍵詞：電力消費(fèi)；GDP,協(xié)整關(guān)系，誤差修正；因果關(guān)系"(ELECTRIO I LN(ELECTRIC, 2)由表1可知, 平穩(wěn)，在二階旁 所以這兩個(gè)時(shí)向 性水平95%以上 LNGDP 和 LNEL從匕世紀(jì)末到現(xiàn)在，我國經(jīng)濟(jì)一直保持著快速的增長(zhǎng) 態(tài)勢(shì)，電力工業(yè)取得了長(zhǎng)足發(fā)展，電力消費(fèi)量也在不斷增 加.電力和經(jīng)濟(jì)之間的平衡關(guān)系成為研究熱點(diǎn)。在眾多關(guān) 于我國電力和經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系的研究文獻(xiàn)中，很少有進(jìn)行定 量分析的。本文通過定最分析的方法，用時(shí)間序列分析中 的協(xié)整理論、誤差修正模型和因果關(guān)系檢驗(yàn)，對(duì)我國電力7200002

4、0000018000016000014000012CD001000009D000&00002400C nox 20000 I800C 1600 1<nc 120al1000C 80002 .協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整概念坦(Granger)提出 兩個(gè)以上的變ii 合有可能相互拈 的變量。協(xié)整理 均衡關(guān)系，以歿變M一ADF而廢臨界值(5、)然論4.1QO77I3. 320969并、會(huì)i)(LNGDP)0. 404761-3.403313l)(LNGIH 2)-5. 8517383.403313LNELECTR1C1.2121563.212696表1單位根檢驗(yàn)消費(fèi)最和GDP的長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)進(jìn)行

5、實(shí)證，來解析我 國電力工業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。一、數(shù)據(jù)收集本文的實(shí)證研究，選取了 1996年2006年的我國用電 量與實(shí)際GDP的數(shù)據(jù)。本文采用的原始數(shù)據(jù)來源于中國 統(tǒng)計(jì)年鑒和中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒，國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP) 和我國用電量(ELECTRIC)都是實(shí)物指標(biāo)，單位分別是億元 人民幣和億千瓦時(shí)。I可歸與檢驗(yàn)的計(jì)算過程通過計(jì)量經(jīng)濟(jì) 軟件Eviews5.0完成。從圖1、2可以看出，我國用電量和國 內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是帶有趨勢(shì)的、非平穩(wěn)的。二、計(jì)量模型和實(shí)證結(jié)果分析1 .單位根檢驗(yàn)根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，在利用OLS對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn) 行估計(jì)時(shí)，若時(shí)間序列為非平穩(wěn)序列，則容易產(chǎn)生偽回 歸，從而使模型

6、不能真實(shí)地反映解釋變量和被解釋變量的 關(guān)系。因此，為了防止出現(xiàn)偽回歸，先應(yīng)對(duì)變量的時(shí)間序 列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，常用ADF檢驗(yàn)方法來驗(yàn)證是否平穩(wěn)。由表1可見，所有變量時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，它們的 一階羌分也是非平穩(wěn)的，而它們的二階差分是平穩(wěn)的，所 以它們均為二階單整序列，變量之間符合存在協(xié)整關(guān)系的 條件。*作者簡(jiǎn)介：陳曉嬌，女，華北電力大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生。修正模型的表達(dá)形亍 步建立誤差修正模4 期動(dòng)態(tài)和長(zhǎng)期調(diào)整中 和GDP之間存在協(xié)嶷 (1)誤差修正A LNGDPTt=C 0.705475ecm.1Dependent Variable: DL Melhod: Least Squares

7、Date: 10/29/08 Time:-Sample (acljusted) 19K Included observations I了理論基礎(chǔ)。協(xié)整檢驗(yàn)的常用方法有EG(EngleGrangcr) 兩步檢驗(yàn)法和約翰森(Johansen)檢驗(yàn)法，對(duì)于多變量之 間的協(xié)整關(guān)系，可以使用基于向量自回歸模型的約翰森 檢驗(yàn)法。EngleGranger檢驗(yàn)通常用于檢驗(yàn)兩變量之間的 協(xié)整關(guān)系。本文檢驗(yàn)電力消費(fèi)量與GDP的協(xié)整關(guān)系，所 以采用EngleGranger兩步檢驗(yàn)法。由單位根檢驗(yàn)可知， LNELECTRIC和LNGDP時(shí)間序列都是二階平穩(wěn)的，協(xié)整 檢驗(yàn)可以分兩步進(jìn)行。第一步.協(xié)整回歸，用普通最小二乘

8、法(OLS)估計(jì) LNGDP和LNELECTRIC之間的方程：LNGDP=0.78569+1 .14482LNELECTRIC+U,見圖3。VariableLNELECTRICUDependent Vanable LNGDP Method Least Squares Date: 10Z2BO8 Time 1413Sample: 1996 2006Included observations: 11VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.C0.7966900.2652952.96157400159LNELECTRIC1.1448170.0279334

9、0 984750 0000R-squaredAdjusted R-squared S E of regressron Sum squared resid Log likelihoodR-squaredAdjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat0 9946710.9940780.0275222501573Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info crrtenon Schwarz criterion F-s

10、tatistic1165341 0 357657 -4 184678 -4 1123341679 750Durbin-Watson stat1 351945Prob(F-statistic)0 000000圖3 OLS估計(jì)結(jié)果殘差的計(jì)算公式為：i = LNGDP-0.78569-1.14482LNELECTRIC第二步，檢驗(yàn)u的單整性，殘差是否是平穩(wěn)序列。124Residual - Actual Fitted圖4擬合及殘差圖VStafrstic Prob *AuQmented »“下川”怙肛 覺對(duì)說匕8 596372U.Q141Test critical values 1% leve

11、l-3 7529465% level-299806410% lovel-2638752-034L ,一T-97 98 99 0G4. Granger因果關(guān)通過協(xié)整檢驗(yàn)， 協(xié)整關(guān)系。但是，這 起國內(nèi)生產(chǎn)總值GDF 電力消費(fèi)變動(dòng)的結(jié)果 進(jìn)行格蘭杰（Grange1從圖8可以看 LNELECTRIC 不是 絕它犯第一類錯(cuò)誤隹 此至少在95%的置信 LNGDP 的 Granger 的Granger因的原假 是0.32569>0.05, LNELECTRIC 的 GraNull HypothesisLMELECTRIC does not Gf； LNGDP does not Grangers如圖4、

12、5所示，殘差u的t值小于5%的臨界值，可 以認(rèn)為殘差序列u是平穩(wěn)序列。也就是說存在LNGDP和 LNELECTRIC的平穩(wěn)線性組合，即電力消費(fèi)量和國內(nèi)生產(chǎn) 總值之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。3.誤差修正模型根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差家能源政策的調(diào)整E 提高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)自參考文獻(xiàn)：【1】黃超,達(dá)慶利.4電力,2005, (3).【2】袁家海，丁偉.E動(dòng)分析(J1.電網(wǎng)技術(shù),2C13梅香仙.電力方.當(dāng)代經(jīng)濟(jì),2007,4梁森，聶鐵.我E炭經(jīng)濟(jì)研究,2008,(1).5)程瑜，張粒子電機(jī)工程學(xué)報(bào),2006,(7(上接第61頁)三、結(jié)論經(jīng)過以上分析，我們可以得出如下結(jié)論：(1

13、)電力消費(fèi)量和GDP之間存在著協(xié)整關(guān)系，也就是 說盡管在短期內(nèi)，我國電力消費(fèi)量與GDP之間存在波動(dòng)關(guān) 系，但是從長(zhǎng)期來看，我國電力消費(fèi)最與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存 在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通過誤差修正模型進(jìn)而發(fā)現(xiàn)，誤 差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。當(dāng)電力消費(fèi)量 短期偏高均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)將能源消費(fèi)向長(zhǎng)期均衡 狀態(tài)收斂。(2)通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，電力消費(fèi)量是 國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger因，我國電力消費(fèi)量的增加直接導(dǎo) 致GDP的增加。但是，GDP并不是電力消費(fèi)量的Granger 因。得出了電力消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在從電力消費(fèi)到 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系的結(jié)論，這說明在最近幾年，國

14、© 1994-2015 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights re約 翰 森 ( Johansen ) 檢 驗(yàn) 法1、數(shù) 據(jù) 選 擇 及 預(yù) 處 理(1)為消除可能存在的異方差，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換異方差性：heteroscedlasticity )是相對(duì)于同方差而言的中所謂同方差，是為了保證回歸受 量具有艮好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，經(jīng)兵線性回歸攜型的一個(gè)重要假定；總體回值函數(shù)比的隨機(jī)誤差項(xiàng)商足 ，即它才1都有相同的方差.如果這一假走不滿足，即：隨機(jī)誤差項(xiàng)具有不同的方差，如棟線性回 在異方差也補(bǔ)救措施：1,

15、對(duì)模型變換，當(dāng)可以確定異方差的具體形式時(shí)，將模型作適當(dāng)變換有可能消除或減輕異方差的置響.2加權(quán)最小二乘法，對(duì)原模型變換的方法與加權(quán)二乘法實(shí)際上是等價(jià)的，可以消除異方差.3.買模型的對(duì)數(shù)變換，運(yùn)用對(duì)數(shù)變換能使測(cè)定變量值的尺度縮小.它可以將兩個(gè)數(shù)值之間原來1 0倍的差異 縮小到只有2倍的差異.其次，經(jīng)過對(duì)數(shù)變換后的線性模型，其殘差C表示相對(duì)誤差，而相對(duì)誤差往往比 絕對(duì)誤差有較小的差異.2、平穩(wěn)性檢驗(yàn)(1)運(yùn)用增廣基迪-富勒檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))對(duì)各指標(biāo)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(unitroottest)3、協(xié)整檢驗(yàn)(1)協(xié)整分析的基本思想：盡管兩個(gè)或兩個(gè)以上的變量每個(gè)都是不平衡的，但它們的線性組

16、合可以互相抵消趨勢(shì)項(xiàng)的影響，從而成才-個(gè)平穩(wěn)的組合，因而人們可以研究經(jīng)濟(jì)變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系O(2)常用方法:a、EG(EngleGranger)兩步檢驗(yàn)法b、約翰森(Johansen)檢驗(yàn)法(3)后檢驗(yàn)之前，根據(jù)期Akaike信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，確定VAR模型(為2(向量自回歸模型)滯O4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(1)為避免偽回歸,對(duì)文中所研究的變量做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)O格蘭杰因果(Granger causal-ity)是指，Y稱為X的格蘭杰原因”,當(dāng)且僅當(dāng)如果利用 Y的過去值比不用它時(shí)能夠更好地預(yù)測(cè)X。簡(jiǎn)言之，如果標(biāo)量Y能夠有效的幫助預(yù)測(cè) X,那么就 稱 Y 為 X 的 “格 蘭 杰 原 因”

17、。5 、 VAR 模 型 及 脈 沖 響 應(yīng) 分 析(1)如果格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)存在，也只是說明和驗(yàn)證了變量之間的因果關(guān)系，具體的影響 過程和 方向還可以借助脈沖 響應(yīng)分析函數(shù)(Impulse Response Functions )。所謂脈沖響應(yīng)分析函數(shù)分析法指的是在分析VAR模型時(shí)，不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響如何，而是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說模型受到?jīng)_擊時(shí)對(duì)系數(shù)的動(dòng)態(tài)影響。a、先建立滯后期(為 2)的VAR模型，在運(yùn)用 AR根的圖表來檢驗(yàn) VAR (2)模型滯后結(jié)構(gòu) 是 否 具 有 穩(wěn) 定 性。6 、 對(duì) 實(shí) 證 結(jié) 果 的 經(jīng) 濟(jì) 分 析TA金融產(chǎn)矗對(duì)的立證分而以周口

18、市為1中國人民銀行周口市中心支行課看 (中國人民銀行周口市中心支行，河南周摘要：本文通過對(duì)2005年以來國債與金融機(jī)構(gòu)代理基金、代理 銷售規(guī)模的比較，經(jīng)過約翰森檢驗(yàn)法和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn), 分析國債銷售所面臨的市場(chǎng)環(huán)境以及發(fā)售過程中的優(yōu)劣勢(shì)，合 展對(duì)策措施。關(guān)鍵詞:個(gè)人金融產(chǎn)品；國債銷售；金融服務(wù)文章編號(hào)：1003-4625 (2010)10-0073-04中圖分類號(hào)：F830A一、個(gè)人金融產(chǎn)品及國債銷售的基本情況 （一）數(shù)據(jù)的選擇及預(yù)處理本文以2005年1季度到2010年2季度的周口市 個(gè)人金融產(chǎn)品及國債季度銷售額為分析對(duì)象。以中 國建設(shè)銀行、中國T.商銀行、中國銀行和中國郵政儲(chǔ) 蓄銀行周口

19、分行共計(jì)四家金融機(jī)構(gòu)結(jié)構(gòu)性理財(cái)產(chǎn) 品、代理基金、代理保險(xiǎn)、黃金營銷等四類主要個(gè)人 金融產(chǎn)品銷售數(shù)作為參照對(duì)象，展開與同期國債銷 售數(shù)對(duì)比分析。其中,結(jié)構(gòu)性理財(cái)產(chǎn)拈主要選取了 工行的“穩(wěn)得利”、“靈通快線”和“步步為盈”，中行的 “博奕”系列、中銀信富,建行的“利得盈”、“大豐收” 和“乾元-日鑫月溢二郵儲(chǔ)的創(chuàng)富系列、財(cái)富系列、 天富系列和財(cái)富月月開。為了便于對(duì)比，本文以一個(gè)季度為統(tǒng)十 行;數(shù)據(jù)采！ 可能存在的3 然對(duì)數(shù)變換, 析均借助Evi（二）平和 很多經(jīng)左 關(guān)分析之前, 驗(yàn)）對(duì)各指標(biāo) （unit r（M）l test）表1名 變量卜檢驗(yàn)類理 LQT _（c,C LQT （c,C LGZ （

20、c,C LGz| （c,C注：1.檢! 的常數(shù)項(xiàng)、時(shí) 確定;2.表:檢驗(yàn)結(jié) 階差分在1 % 都是一階單棗 條件。（三）協(xié)事收稿日期：2010-09作者簡(jiǎn)介：許兆春（1964-），男，河南范縣人，經(jīng)濟(jì)師，行長(zhǎng)；楊南龍（1962-），與 （1964-）汝，河南商丘人，高級(jí)經(jīng)濟(jì)師,科長(zhǎng);件瑞（1980-）.女,河南鄲城人，會(huì)計(jì)”2010年第10期（總第375期）73【問題探討】函數(shù)來分析:擊對(duì)模型中:響，分析結(jié)果協(xié)整分析的基本思想認(rèn)為，盡管兩個(gè)或兩個(gè)以 上的變量每個(gè)都是不平穩(wěn)的，但它們的線性組合可 能相互抵消趨勢(shì)項(xiàng)的影響.從而成為一個(gè)平穩(wěn)的組合，因而人們能夠研究經(jīng)濟(jì)變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)翰森檢驗(yàn)法,本文

21、檢驗(yàn)國債和其他理財(cái)產(chǎn)品之間的是一種基于向量自回歸模型的檢驗(yàn)方法,因而檢驗(yàn)圖2圖2結(jié)味 沖擊后，國債 程度逐漸下彳二協(xié)整向量的個(gè)數(shù)特征值跡統(tǒng)計(jì)量0.05臨界值P值None *0.42454710.6264310,474570.0946At most I0.0066660.1270822.9761630.7689表2協(xié)整檢臉結(jié)果（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)為了避免偽回歸，我們對(duì)本文所研究的變量做系。協(xié)整檢驗(yàn)的常用方法有Engle-Granger法和約 協(xié)整關(guān)系，采用約翰森檢驗(yàn)法。Johansen協(xié)整檢驗(yàn) 之前我們根據(jù)Akaike信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，確定VAR 模型滯后期為2。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。通過以上分

22、析, 我們可以看出在10%的顯著水平上，LQT和LGZ存 在協(xié)整關(guān)系。項(xiàng)發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系數(shù)的 動(dòng)態(tài)影響這種分析方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)分析法 （Impulse Response Function）0下面我們用脈沖響應(yīng)產(chǎn)品與國債7方面差別又三居民的金融才金融理論與實(shí)踐74此消彼長(zhǎng)的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，乂是互補(bǔ)品，銷售額有呼應(yīng)關(guān)系。在替代作用、互補(bǔ)作用共同發(fā)力的情形下，國債 銷售和金融理財(cái)產(chǎn)品銷售總體上呈正相關(guān)趨勢(shì)。（二）金融投資的準(zhǔn)羊群效應(yīng)，國債和個(gè)人金融產(chǎn)品銷售具有同步性特征羊群效應(yīng)是一種有意識(shí)地模仿別人決策的現(xiàn)個(gè)人金融產(chǎn)£L金融科 融產(chǎn)品，末選 一是代3 當(dāng)前國債為象,這種

23、現(xiàn)象普遍出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)生活中。周口市居民 理財(cái)知識(shí)較為薄弱,投資的行為受其他人的影響較大。具體表現(xiàn)為金融投資市場(chǎng)看好時(shí)，居民紛紛把存款搬離銀行，投資于理財(cái)產(chǎn)品或國債,行情看淡時(shí),乂紛紛把資金撤入銀行。但由于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承受能 力不同，他們選擇的金融投資種類存在差異：收入 高,風(fēng)險(xiǎn)承受能力強(qiáng)的往往選擇基金等非固定收益5.8 - 6.8%。，市 4.5%;代理券 金托管費(fèi).笠 給員工。而 傳、人員培訓(xùn) 弱了前臺(tái)人J 售。二是承彳式國債手續(xù)? 下，承銷機(jī)構(gòu) 發(fā)行宣傳時(shí), 向城市管理i 不僅手續(xù)繁提 極有效地宣彳2 .投資？ 國債主占 率，并一直執(zhí) 被調(diào)查的銀彳 產(chǎn)品的預(yù)期 金融產(chǎn)品分; 兩大類，保4 經(jīng)超過2

24、%,- 期國債收益 收益更高,一 個(gè)百分點(diǎn)。i類產(chǎn)品;收入低,風(fēng)險(xiǎn)承受能力弱的往往選擇收益穩(wěn) 定的國債。由于金融投資時(shí)機(jī)選擇上的羊群效應(yīng)和 選擇品種的差異，使周口市國債、金融理財(cái)銷售具有 同步性。（三）理財(cái)行為的路徑依賴,產(chǎn)生國債銷售規(guī)模 逐年增長(zhǎng)結(jié)果投資者在考慮資產(chǎn)投放時(shí)，往往存在路徑依賴 效應(yīng)影響。路徑依賴乂叫路徑依賴性，起源于人類 社會(huì)中的技術(shù)演進(jìn)或制度變遷均有類似于物理學(xué)中 的慣性,即一旦進(jìn)入某一路徑，就可能對(duì)這種路徑產(chǎn) 生依賴。投資者往往對(duì)于自己已經(jīng)嘗試過的、較早 出現(xiàn)的、普遍被接受的投資方式產(chǎn)生信任，進(jìn)而擴(kuò)大 購買范圍,隨著范圍的擴(kuò)展.促使人們產(chǎn)生相信它會(huì) 進(jìn)一步流行的預(yù)期，實(shí)現(xiàn)投

25、資者更加堅(jiān)信購買該投 資品種的良性循環(huán)，從而增加該產(chǎn)品的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng) 力。相反，如果具有較其他產(chǎn)品更具有優(yōu)勢(shì)的拈種 卻可能由于出現(xiàn)比較晚,沒有獲得足夠的追隨者而75安好得利保本才稔得利W利得盈保本才利得盈非保4靈通快線保材步步為盈保杉本利豐非保4中銀信富非保43 .流動(dòng)性 從投資再單一,僅以周 期和五年期J 下和五年期L影響其市場(chǎng)接受程度。由于受此法則影響,投資者表4 觀念以及由此而形成的主觀抉擇在其資金投放方面 起了決定性作用。所以,作為以財(cái)政部為發(fā)行主體、 以國家信用為保證、面向城鄉(xiāng)居民和社會(huì)各類投資 者發(fā)行的中央政府債券，國債發(fā)行30多年來，其獨(dú) 特的優(yōu)勢(shì)是其他個(gè)人金融產(chǎn)品所不具備的。尤其是

26、 自1994年、2006年憑證式國債和電子式國債先后開 始面向城鄉(xiāng)居民發(fā)行以來，很大程度上滿足r部分 投資者的投資需求。特別是在當(dāng)前股市低迷、房地 產(chǎn)市場(chǎng)加強(qiáng)調(diào)控階段,憑借其金邊債券的美譽(yù)、高于 同期定期存款的收益、認(rèn)購門檻低、手續(xù)簡(jiǎn)便、可提 前兌付等優(yōu)勢(shì)深受風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的穩(wěn)健投資者、理財(cái) 知識(shí)匱乏的城鄉(xiāng)投資者、比較保守的老年投資者、資 金規(guī)模受限于理財(cái)產(chǎn)品門檻的中小型投資者的青 睞,擁有固定投資群體，其市場(chǎng)銷售額度逐年遞增。2010年第10期（總第375期）【問題探討】品期限結(jié)構(gòu)日臻完善，既包含固定期限產(chǎn)品也包含 還本付息在左 無固定期限產(chǎn)品,而且種類豐富,期限設(shè)計(jì)合理.從 保持合理比

27、3;長(zhǎng)期國債。加弓 構(gòu)營銷積極t借鑒保F 業(yè)銀行、證券 勢(shì)，把國債承 公司。同時(shí), 債銷售進(jìn)度£ 把國債發(fā)行! 提高手續(xù)費(fèi): 勵(lì)，加大現(xiàn)有 與營銷人員） 積極性和主Z 因手續(xù)費(fèi)的; 的收益擴(kuò)大彳（三）完定 一是引/ 先進(jìn)做法，隸 益，充分考慮 市場(chǎng)化原則: 的國債利率° 相結(jié)合的方工 稅后實(shí)際利: 價(jià)指數(shù)、國際1個(gè)月以內(nèi)的至5年以上的都有，最短的只有1天, 更能夠滿足不同客戶群體的理財(cái)需求。以丁.行為 例:其發(fā)行的“靈通快線”票據(jù)型和債券型理財(cái)產(chǎn)品. 最長(zhǎng)期限62天,重點(diǎn)滿足追求短期投資客戶；“安想 回報(bào)”理財(cái)產(chǎn)品投資期限多集中在3個(gè)月或半年，主 要滿足追求較長(zhǎng)期投資客戶需求;“七天滾動(dòng)型超短 期法人理財(cái)產(chǎn)品”，無固定期限,七天滾動(dòng),可設(shè)置自 動(dòng)再投資，該