曹大康

【摘 要】本文以2001年—2015年西藏自治區(qū)的一些統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從經(jīng)濟和金融的發(fā)展關(guān)系的角度使用主成分分析法來實證分析西藏自治區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和金融發(fā)展的之間的相互關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)西藏自治區(qū)金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展存在正相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展之間有相互促進(jìn)作用。

【關(guān)鍵詞】金融與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系；主成分分析；計量經(jīng)濟

一、前言

金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，其發(fā)展規(guī)模、發(fā)展質(zhì)量對我國經(jīng)濟發(fā)展起到關(guān)鍵作用。但我國幅員遼闊，各個省市的經(jīng)濟、金融發(fā)展各不相同，西藏自治區(qū)由于地理與文化差異，使得西藏自治區(qū)的經(jīng)濟、金融發(fā)展現(xiàn)狀和模式同其他省市相比具有一定的特殊性。本文利用實際統(tǒng)計數(shù)據(jù)實證研究西藏經(jīng)濟發(fā)展與金融發(fā)展之間的關(guān)系，更好的揭示西藏金融對西藏經(jīng)濟發(fā)展的貢獻(xiàn)與促進(jìn)作用，為實現(xiàn)西藏經(jīng)濟更好、更快的發(fā)展提供一些理論參考依據(jù)。

二、西藏自治區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的綜合指標(biāo)

1.經(jīng)濟發(fā)展相關(guān)指標(biāo)的選取

本文參照經(jīng)濟發(fā)展綜合評價指標(biāo)，結(jié)合西藏統(tǒng)計年鑒，選取以下指標(biāo)來衡量和評價西藏自治區(qū)經(jīng)濟發(fā)展綜合水平：（1）經(jīng)濟發(fā)展總量指標(biāo)：地區(qū)生產(chǎn)總值、財政收入、社會固定資產(chǎn)投資總額、社會消費品零售總額、對外貿(mào)易總額。（2）經(jīng)濟發(fā)展增長率指標(biāo)：地區(qū)生產(chǎn)總值增長率、地方財政收入增長率、社會固定資產(chǎn)投資總額增長率、社會消費品零售總額增長率、對外貿(mào)易總額增長率、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長率、農(nóng)村居民人均純收入增長率。（3）經(jīng)濟發(fā)展人均指標(biāo)：人均生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、人均財政收入。（4）經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)比重：第三產(chǎn)業(yè)比重。

2.經(jīng)濟發(fā)展綜合水平的計算

本文選用主成分分析法來計算、評價西藏經(jīng)濟發(fā)展的綜合水平，分析中使用SPSS 20.0來進(jìn)行相關(guān)計算。

（1）指標(biāo)數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理

使用SPSS 22.0軟件對指標(biāo)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行無綱量化處理，主要是使用Z標(biāo)準(zhǔn)化的方法，即

（2）主成份的提取

使用SPSS 22.0軟件對無綱量化處理后的指標(biāo)通過主成分分析的方式進(jìn)行降維處理，選取特征值大于1的前n個主成分。處理結(jié)果如下：

如表2所示，提取4個主成份來組成新的一組解釋變量?，F(xiàn)分別將這個主成份定義為E1、E2、E3、E4，這4個主成份的累計方差為87.660%，超過了80%，即這4個主成份代表了原17個變量的87.660%的信息量，因此用這4個新的變量來替代原始的17個變量，足以用來解釋全部變量。

西藏自治區(qū)經(jīng)濟發(fā)展在2001年—2009年間得分較低，大部分都在 0以下，盡管在2006超過了0，但是由于西藏動亂導(dǎo)致西藏自治區(qū)經(jīng)濟發(fā)展得分又下降到0以下。自2010年開始，西藏自治區(qū)經(jīng)濟發(fā)展得分超過了0，并呈指數(shù)增長，說明西藏自治區(qū)經(jīng)濟正處于高速發(fā)展前進(jìn)中。

三、西藏自治區(qū)金融發(fā)展水平指標(biāo)的計算

1.金融發(fā)展相關(guān)指標(biāo)的選取

本文參考戈德史密斯在研究中所用的指標(biāo)，結(jié)合西藏統(tǒng)計年鑒，選取金融機構(gòu)貸款余額、金融機構(gòu)存款余額、金融相關(guān)率和金融機構(gòu)貸存款比以及人均金融占有量來進(jìn)行金融發(fā)展水平的評價。

2.金融發(fā)展綜合水平的計算

（1）指標(biāo)數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理

使用SPSS對表中的數(shù)據(jù)進(jìn)行無綱量化標(biāo)準(zhǔn)化處理。處理后的結(jié)果見表6。

（2）主成份的提取

使用SPSS 22.0軟件對無綱量化處理后的指標(biāo)通過主成分分析的方式進(jìn)行降維處理，選取特征值大于1的前n個主成分。處理結(jié)果如下：

如表7所示，提取1個主成份來組成新的一組解釋變量?，F(xiàn)分別將這個主成份定義為F1，這個主成份的累計方差為83.544%，超過了80%，即F1可以承載以上5個原始變量的83.544%的信息，因此，用這個新的變量將足以對西藏自治區(qū)的金融發(fā)展水平做出評價。

經(jīng)過計算，主成份的取值如表9所示：

（3）金融發(fā)展綜合水平的計算

根據(jù)主成分分析法中總因子得分計算公式，求出了金融發(fā)展綜合水平公式為F=F1

西藏自治區(qū)的金融發(fā)展在2001年—2011年的得分較低，在2011年以后，西藏自治區(qū)的金融發(fā)展迅猛。

四、西藏金融與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系研究

從以上研究中可以看出，西藏經(jīng)濟發(fā)展與金融發(fā)展的關(guān)系是經(jīng)濟發(fā)展快于金融發(fā)展，且金融發(fā)展滯后期為2年。

1.西藏金融發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展影響的實證研究

首先，對金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展的得分進(jìn)行散點圖的判斷，觀察兩者的相互關(guān)系。本文使用SPSS 22.0軟件，對金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展得分進(jìn)行處理，得到的如圖3的散點圖。

如圖所示，西藏金融發(fā)展水平與經(jīng)濟發(fā)展水平是線性相關(guān)的。因此，利用最小二乘法建立線性回歸模型，使用SPSS22.0分析的結(jié)果如表11和表12。

根據(jù)SPSS中分析的結(jié)果表12，得到的線性回歸模型為E=0.296+1.134F

對得到的模型結(jié)果進(jìn)行以下檢驗：

（1）經(jīng)濟學(xué)意義檢驗：金融發(fā)展的系數(shù)為1.134大于0，說明金融發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展有正的促進(jìn)作用，這符合經(jīng)濟學(xué)理論。

（2）統(tǒng)計檢驗：①模型的擬合優(yōu)度為0.763，模型的擬合優(yōu)度較高。②常數(shù)項和F的顯著性水平分別為0.682和0，應(yīng)拒絕常數(shù)項和解釋變量F的系數(shù)為0的假設(shè)，通過變量的顯著性檢驗。

（3）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：

2.異方差性檢驗

對殘差的平方和解釋變量F做散點圖，如圖4。

根據(jù)圖4發(fā)現(xiàn)，模型不存在異方差性，通過了異方差性檢驗。

3.序列相關(guān)性檢驗

根據(jù)表11中Durbin-Watson的值1.985可以判斷，由于其接近2，故模型不存在一階自相關(guān)。

綜上所述，所建立的線性回歸模型通過了經(jīng)濟學(xué)意義檢驗、統(tǒng)計檢驗和計量經(jīng)濟學(xué)檢驗。

五、結(jié)論

通過以上實證研究，本文得出以下結(jié)論：經(jīng)濟發(fā)展綜合水平的提高比金融發(fā)展綜合水平在時間上要早。經(jīng)濟發(fā)展水平在波動中上升，金融發(fā)展水平的上升則相對穩(wěn)定?？傮w上看，西藏自治區(qū)金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展存在正相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展有促進(jìn)作用，而經(jīng)濟發(fā)展也促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]John·G·Gurley and Shaw Edward s.，Money in a Theory of Finance，New York：Oxford University Press，1955.

[2]Eduard·S·Shaw，F(xiàn)inancial Deepening in Economic Development，New York：Oxford University Press，1973.

[3] 戈德史密斯.金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展.第1版.上海：上海人民出版社，1994.