彭芳春, 盧 雨, 沈玉溪

(湖北工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院， 湖北 武漢 430068)

基于主成分分析法的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系研究

彭芳春, 盧 雨, 沈玉溪

(湖北工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院， 湖北 武漢 430068)

發(fā)展金融學理論表明，金融發(fā)展在一定程度上促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長反過來也可促進金融發(fā)展。運用統(tǒng)計學的主成分分析方法，利用影響金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的因素建立指標體系，然后通過計量經(jīng)濟學的協(xié)整檢驗，探索金融發(fā)展與經(jīng)濟之間的相互作用關系。研究結(jié)果表明，從長遠發(fā)展來看，我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著明顯的相關關系，我國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長起著促進作用，加快金融發(fā)展有利于促進經(jīng)濟發(fā)展。

經(jīng)濟增長； 金融發(fā)展； 主成分分析國 協(xié)整檢驗

我國自改革開放以來，金融業(yè)發(fā)展迅猛，金融市場監(jiān)管體系也逐步完善。金融發(fā)展與經(jīng)濟增長兩者之間的關系一直是國內(nèi)外學者探討的熱點話題。談儒勇(1999)證明了我國金融中介發(fā)展與股票市場發(fā)展具有正相關性[1]。韓廷春(2001)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展在各個時期對經(jīng)濟增長的影響都不一樣，經(jīng)濟發(fā)展程度應該和國家利率水平相一致[2]。熊鵬(2014)認為資本積累、人力資源調(diào)節(jié)因素是使中國的金融和經(jīng)濟傳導渠道增加的主要原因，但技術進步是不明顯的傳導渠道[3]。武志(2010)則認為金融快速增長能激勵經(jīng)濟的增長，但影響金融發(fā)展的內(nèi)在因素只是經(jīng)濟增長[4]。鐘敦慧、張明舉(2013)從金融結(jié)構(gòu)視角研究了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在格蘭杰因果關系[5]。本文運用內(nèi)生經(jīng)濟增長模型研究經(jīng)濟增長的決定因素，使用SPSS軟件對所選取的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的指標分別進行主成分分析及提?。桓鶕?jù)我國經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的實際狀況，就如何提升金融服務質(zhì)量和怎樣促進實體經(jīng)濟提出政策建議。

1 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的主成分分析

1.1 評價指標體系的設計原則

對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長兩者之間存在關系的探究需要在實踐中構(gòu)建行之有效的指標，并以此進行描述統(tǒng)計與計量分析。對于復雜多變的金融體系來講，其所受影響之因素不勝枚舉，故而需要多層次、全方位地選取系列指標，以此建立一個有效的評價體系。為能全面、合理地對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長兩者之間的關系進行分析，指標評價體系的構(gòu)建應遵循以下設計原則。

1)全面性。所選指標要覆蓋全面，要能充分反映金融發(fā)展的動態(tài)性、增長性、健全性等諸多因素。同時，所選指標經(jīng)過目標設定和權數(shù)分配，提高創(chuàng)造財富能力，降低金融風險，縮小不良貸款。

2)重點性。指標數(shù)量要秉持適中原則，太多的指標只會徒增體系的冗雜性，而太少的指標又不能全面反映金融發(fā)展的具體情況，無論指標數(shù)量過多還是過少都會降低指標體系的有效性，這就要求指標的篩選應把握解決問題的關鍵。因此，指標的篩選應當是全面性與重點性的有機結(jié)合，如此就可以做到既無遺漏，又能主次分開，凸顯重點。

3)可操作性。金融發(fā)展與經(jīng)濟增長評價指標體系中各項指標的數(shù)據(jù)都應當具備可獲得性，如此方能進行實證分析。顯然，缺乏數(shù)據(jù)支持的指標體系不具備現(xiàn)實的可操作性。

4)定量與定性結(jié)合。對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長指標進行評價，從邏輯上來講，無外乎三種分析方法：定性方法、定量分析以及定性與定量相結(jié)合的方法。而現(xiàn)實的情況是，無論定量分析還是定性分析，都存在固有的優(yōu)勢和不足。因此，單獨依靠金融發(fā)展進行定量分析或是依靠經(jīng)濟增長指標進行定性分析，都不能保證指標評價的有效性。只有將定性分析與定量分析有機結(jié)合才是對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系進行評價的應有之義和根本途徑。

1.2 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的評價指標選取

金融發(fā)展指標的選擇對研究結(jié)果的穩(wěn)定性有著舉足輕重的影響，所以將其經(jīng)過配對組合以形成新的指標，可減少數(shù)據(jù)衡量標準中的缺陷或異樣值所帶來的負面影響，獲得更強的解釋力。本文將通過主成分分析方法將兩組零散的數(shù)據(jù)集中起來，通過計量模型和統(tǒng)計分析方法選取最能代表這些數(shù)據(jù)的一組主成分，這實際上也起著對數(shù)據(jù)變量進行“降維”的作用，以獲取數(shù)據(jù)的不同維度。通過綜合評價及研究，本文將分別從貨幣、債券和股票市場中選擇指標，最后選取貨幣供應量、社會融資規(guī)模、企業(yè)債券、股票發(fā)行量、股票籌資額和上市公司數(shù)量等。

經(jīng)濟增長指標(表1)：本文選取名義GDP增長率來衡量經(jīng)濟增長。由于金融發(fā)展變量和其他控制變量都采取名義值，考慮到統(tǒng)計口徑的一致性，所以這里采用名義GDP而不是實際GDP 。最后選取國民生產(chǎn)總值、全社會的固定資產(chǎn)投資規(guī)模、企業(yè)所得稅、城鎮(zhèn)的居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入和進出口總額。

金融發(fā)展指標(表2)：本文選擇貨幣供應量M2、金融機構(gòu)存款余額、貸款余額、股票籌資額和上市公司數(shù)量來反映金融業(yè)整體發(fā)展狀態(tài)。

年度數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、中國人民銀行統(tǒng)計季報、銀監(jiān)會網(wǎng)站、中國統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1993年1季度到2014年4季度。

有一些意見認為，對于民辦本科院校學生，能把基本的高等數(shù)學、線性代數(shù)和概率統(tǒng)計等基礎數(shù)學課程學習好，通過考試就不錯了，開設數(shù)學建模課程以及參加數(shù)學建模競賽，課程難度大，組織參加競賽有成績的壓力．但本文認為，數(shù)學建模課程及競賽對于民辦本科院校來說，更具有重要意義．

表1 經(jīng)濟發(fā)展指標的統(tǒng)計數(shù)據(jù)

表2 金融發(fā)展指標的數(shù)據(jù)統(tǒng)計

1.3 經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的主成分分析

1.3.1 運用主成分分析經(jīng)濟增長 利用SPSS19. 0軟件分析經(jīng)濟增長，KMO為0.832，BARTLETT檢驗的sig遠小于0.01，因此運用主成分分析是適合的。

1)特征值、特征值貢獻率和累積貢獻率的計算。利用SPSS19. 0軟件可以得出特征值、特征值貢獻率和累積貢獻率(表3—5)。根據(jù)計算結(jié)果，有6個滿足條件的特征值，其樣本方差的累計解釋率達到了98.234%，這就說明提取的主成分能對6個經(jīng)濟發(fā)展的指標做出較好解釋。顯然這一個主成分基本上涵蓋了所選取的6項指標的全部信息，能夠代表原來的6項指標，且互不相關，因而原來的6項指標就轉(zhuǎn)化為一個綜合指標，達到了“降維”的目的。

表3 相關矩陣

表4 解釋的總方差 %

表5 公因子方差

2)因子得分的系數(shù)矩陣。按照表3顯示的結(jié)果，輸出的是因子得分系數(shù)。對于每一個因素，在乘以系數(shù)和相應的指標之后，可以得到最終因子得分的計算公式，并用它來代替所有樣品。

表6 成份得分系數(shù)

利用因子得分的系數(shù)矩陣，主成分的表達式為:

G=0.170Y1+0.168Y2+0.168Y3+

0.168Y4+0169Y5+0.166Y6

(1)

3)計算主成分的得分。經(jīng)濟增長主成分得分見圖1。

圖 1 經(jīng)濟增長主成分得分

1.3.2 運用主成分分析金融發(fā)展 利用SPSS19. 0軟件分析經(jīng)濟增長，KMO為0.737,BARTLETT檢驗的sig遠小于0.01，因此運用主成分分析是適合的。

1)特征值、特征值貢獻率和累積貢獻率的計算

利用SPSS19. 0軟件可以得出特征值、特征值貢獻率和累積貢獻率(表7)。

表7 解釋的總方差 %

根據(jù)得出的結(jié)果，有5個滿足條件的特征值，樣本的累計方差解釋量達到98.234%，這就說明所提取的1個主成分就能對6個經(jīng)濟發(fā)展的指標做出較好的解釋。顯然這1個主成分基本上涵蓋了所選取的6項指標的全部信息，能夠代表原來的6項指標，且互不相關，因而原來的6項指標就轉(zhuǎn)化為一個綜合指標，達到了“降維”的目的。

表8 相關序列矩陣

2)如表8所示，輸出的是因子得分系數(shù)矩陣。圖9所示輸出的是因子得分系數(shù)。對每一個因素，再乘以系數(shù)和相應的指標，可以得到最終的因子得分的計算公式，并用它來替代所有的樣品。

表9 成分得分系數(shù)

F=0.221X1+0.222X2+0.221X3+

0.216X5+0.175X4

(2)

3)計算4個主成分的得分，經(jīng)濟增長主成分得分見圖2。

圖 2 經(jīng)濟增長主成分得分

2 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析

2.1 樣本與變量

首先，在通過反復研究及篩選之后，對于金融發(fā)展，決定選取貨幣供應量、農(nóng)村機構(gòu)存款余額、貸款余額、股票籌資額和上市公司數(shù)量等5個指標，并用一個主成分F來替代。對經(jīng)濟增長，決定選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、全社會固定資產(chǎn)投資、企業(yè)所得稅、城市居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、進口額等6個指標，用出口量(PCA)和G代替。

2.2 平穩(wěn)性檢驗

為了消除數(shù)據(jù)選取不當帶來的影響，對這組數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性測定，檢驗結(jié)果如表10所示。根據(jù)表10結(jié)果可知，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長決定因素指標的變量的顯著性水平小于5%，則協(xié)整檢驗的T值在臨界值之內(nèi)，所以各變量均拒絕存在單位根的零假設；各變量的0階和1階是不平穩(wěn)的，二階平穩(wěn)，因此變量的序列二階協(xié)整檢驗的前提是滿足的。

2.3 協(xié)整檢驗

由表10分析可知：F序列在0階上不平穩(wěn)，一階上不平穩(wěn)，而二階平穩(wěn)。G序列在0階上不平穩(wěn)，一階上不平穩(wěn)而在二階平穩(wěn)。即F序列和G序列之間的同階且平穩(wěn)，都在二階平穩(wěn)。故金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在某種長期的穩(wěn)定關系。

2.4 Granger因果關系檢驗

根據(jù)圖10結(jié)果，各回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的。因此認為經(jīng)濟增長與金融發(fā)展具有長期穩(wěn)定的關系，說明兩個指標之間是相同的波動趨勢。因此我們對經(jīng)濟增長、金融發(fā)展進行格蘭杰因果分析。

表10 平穩(wěn)性檢驗

表11 Granger因果檢驗結(jié)果

從表11可以得出以下的結(jié)論:金融發(fā)展與經(jīng)濟增長在滯后一階存在單向格蘭杰因果關系，這說明經(jīng)濟增長對金融發(fā)展起到促進作用，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長作用不顯著。金融發(fā)展與經(jīng)濟增長在滯后二階也存在單向格蘭杰因果關系，這說明金融發(fā)展對經(jīng)濟增長起著促進作用，而反過來經(jīng)濟增長對金融發(fā)展作用不顯著。金融發(fā)展與經(jīng)濟增長在滯后三階也存在單向格蘭杰因果關系，這說明金融發(fā)展對經(jīng)濟增長起著促進作用，而反過來經(jīng)濟增長對金融發(fā)展作用不顯著。金融發(fā)展與經(jīng)濟增長在滯后四階也存在單向格蘭杰因果關系，這說明金融發(fā)展對經(jīng)濟增長起著促進作用，而反過來經(jīng)濟增長對金融發(fā)展作用不顯著。

3 結(jié)論

1)近20余年的中國經(jīng)濟增長支持金融發(fā)展有滯后一期且持續(xù)性不強的問題，表明我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)存在失調(diào)的不合理性，應該在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式上深化改革。

2)近20余年的中國金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長方面也有2至4年的滯后性，表明我國金融發(fā)展不充分，存在金融抑制問題以及支持實體經(jīng)濟不夠等瓶頸，有待于進一步金融深化改革與發(fā)展。

3)我國在經(jīng)濟日益增長的發(fā)展進程中，經(jīng)濟增長與金融發(fā)展應形成良性互動作用和循環(huán)效應，政府不僅在地方經(jīng)濟改革中發(fā)揮作用，也要在日新月異的金融深化進程中，不斷完善金融體制，優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)，提升金融服務實體經(jīng)濟的質(zhì)量。

[1] 談儒勇. 中國金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關系的實證研究[J]. 經(jīng)濟研究, 1999(10):53-61.

[2] 韓廷春，韓廷春. 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長:基于中國的實證分析[J]. 經(jīng)濟科學, 2001(3):31-40.

[3] 熊鵬, 王飛. 中國金融深化對經(jīng)濟增長內(nèi)生傳導渠道研究——基于內(nèi)生增長理論的實證比較[J]. 金融研究, 2008(2):51-60.

[4] 武志. 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長:來自中國的經(jīng)驗分析[J]. 金融研究, 2010(5):58-68.

[5] 鐘敦慧, 張明舉. 我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系[J]. 山東工商學院學報, 2009, 23(2):69-75.

[責任編校： 張 眾]

On the Relationship between Financial Development and Economic Growth based on PCA

PENG Fangchun, LU Yu, SHEN Yuxi

(SchoolofEconomicsandManagement，HubeiUniv.ofTech.,Wuhan430068,China)

Since China's reform and opening up, the financial industry of China has been developing rapidly, while financial market regulatory system has also been gradually improved. This paper mainly used the principal component analysis method to set up index system of the factors which influence financial development and economic growth respectively. Then through the cointegration test of econometrics, the final result was observed. Practice proved that in the long run, there is a clear relationship between financial development and economic growth, and that China's financial development plays a role in promoting economic growth and accelerating financial development is conducive to the promotion of economic development.

economic growth, financial development, principal component analysis, co-integration test

1003-4684(2017)03-0050-05

F830

A

2017-04-27

彭芳春(1963-)， 男， 江西德安人，經(jīng)濟學博士,湖北工業(yè)大學教授，研究方向為財務金融與發(fā)展金融學

盧雨(1993-)，女，湖北天門人，湖北工業(yè)大學碩士研究生，研究方向為金融學