| 同理可得：GDP（一阶滞后）是引起商业银行理财产品实际收益率变化的原因，反之不成立。
根据格兰杰因果检验的结果，将以上的模型调整为如下形式：
用最小二乘估计方法对该模型进行估计，得到残差项序列 ，对残差项进行单位根检验，判断这些因素之间是否存在协整。检验结果如下：
表5：协整检验EVIEWS运行结果
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Null Hypothesis: R has a unit root
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Exogenous: Constant
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Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)
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t-Statistic
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Prob.*
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Augmented Dickey-Fuller test statistic
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-3.503061
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0.0196
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Test critical values:
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1% level
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-3.831511
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5% level
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-3.029970
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10% level
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-2.655194
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由以上的结果可以看出：残差项的t统计值是-3.503，小于显著性水平为5%的临界值-3.0299。所以，可以以95%以上的概率认为残差序列不存在单位根——即他们存在长期协整关系。
由分析的结果可以得出：商业银行理财产品与GDP、GDP一阶滞后项、货币供应量、商业银行一年定期存款利率及其一阶滞后项存在长期均衡关系，并且从相关性分析中可以看出商业银行理财产品的实际收益率与GDP和一年定期存款利率正相关，与货币供应量呈负相关关系。
四、研究结论
本文通过对2008年到2009年两年中我国商业银行发行的保本型理财产品的期望收益和实际收益的比较分析和基于时间序列的多因素分析可以得到如下结论：我国绝大多数产品的实际收益率都达到了预期收益率，在具有收益资料的理财产品中占有为97.78%；其次，我国商业银行保本型理财产品与GDP、GDP一阶滞后项、货币供应量、商业银行一年定期存款利率及其一阶滞后项存在长期均衡关系，并且从多元回归分析中可以看出商业银行理财产品的实际收益率与GDP、一年定期存款利率正相关，与货币供应量呈负相关关系。
因此，投资者除了参考商业银行公布的期望收益率以外，还可以参照我国宏观经济指标，为自己做出正确的投资判断。
注释
1数据来源：中国统计年鉴
2数据来源：wind咨询金融终端
参考文献
[1]仲小岚，刘新社.商业银行理财产品分析[J] .北方经济，2006,(2):48—49.
[2]凌江怀，《西方商业银行个人理财业务发展新趋势及借鉴》，《华南师范大学学报》社会科学版，2004，(4)，3－8
[3]李子奈，潘文卿编著.计量经济学.北京:高等教育出版社，2005.134—179.
[4]李畅，徐苏江.结构性产品在国际金融衍生市场的发展及其启示[J]，新金融， 2007,(3). 56-59.
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