電信通信能力對信息消費影響的計量分析

黃逸珺 安鴻辰

[摘要]通過理論分析確立1997—2012年的信息消費總額以及影響信息消費的電信通信能力發展指標，從計量經濟學的角度出發利用Eviews軟件進行OLS回歸分析，剔除導致多重共線現象的電信通信能力發展指標，通過異方差檢驗和自相關檢驗得出信息消費與相應電信通信能力指標的模型方程，并據此提出電信通信能力提升路徑以促進信息消費額增長。

[關鍵詞]電信通信能力；OLS回歸分析；異方差檢驗；信息消費

[DOI]1013939/jcnkizgsc201529010

在電信通信能力不斷提升電信業務迅速增長的同時，信息消費水平的增長速度將更加迅猛。那么電信通信能力的提升和信息消費增長的關系如何呢？我們在提升電信通信能力時應側重哪些方面才能對信息消費的增長更為有利？這些都是本文要著力探討的問題。

1信息消費概念及關聯性分析

11信息消費的概念

國內學者鄭英隆[1]（1994）首次提出信息消費的定義：信息消費時社會各種類型決策者將現有的有關決策的信息進行消化吸收，并通過若干轉換加工形成行動方案決策或思想決策的過程。繼鄭英隆之后，賀修銘[2]（1998）從“大情報”觀角度提出信息消費時社會信息生產和交流過程的延續，是信息消費者獲取信息、認知信息內容和再生信息等基本環節過程的社會活動，并將信息消費劃分為“生活信息消費；學習信息消費；科研信息消費以及決策信息消費四個層次。當前，普遍采納的是消費經濟學的定義，即“信息消費時直接或間接以信息產品和信息服務為消費對象的消費活動。”

12電信通信能力與信息消費的關聯性分析

根據商品的供求理論，信息消費主要的影響因素可以分成兩大類：一是影響信息消費品供給方面的因素，屬于影響信息消費的客體方面因素：如信息資源開發利用水平、信息產業發展狀況、信息商品質量、信息商品價格水平等；二是影響信息消費需求方面的微觀因素，屬于影響信息消費的主體方面因素，主要包括消費者個體的人口統計特征變量 [3]。電信通信能力的建設水平決定了信息產業發展的能力，更是現代信息社會中最重要的生產要素——信息傳送的載體，對信息消費以及經濟的發展具有基礎性、先導性的作用。因此，有很多學者對電信基礎設施進行研究。

國外學者MGShane和TSPablo（1995）用鋪設的光纜數量來代替電信基礎設施的現代化水平，集中研究美國電信基礎設施對FIRE（金融、保險、房地產）和制造業兩大部門的影響，結果表明電信基礎設施建設對服務業部門（主要為FIRE）有著顯著為正的影響；Madden，GSimpson，M[4]（1996）基于區域角度，對居民的寬帶定制服務建立了probit模型加以分析，并解釋了其對區域經濟和信息經濟的影響。國內學者劉宇（2004）用投入產出法針對廣東和青海兩省電信業的發展對當地經濟增長的影響進行了量化測度，表明電信基礎設施的投入獲得的產出具備間接創造新價值的能力，進而帶動區域經濟的發展；杜武恭，呂廷杰（2005）[5]引入米爾恩提出的普遍服務五階段模式，通過計量技術論證了我國的電信發展與經濟增長間存在著很強的正向關系。

近年來，對于信息消費對于經濟增長的研究也呈現增加趨勢，但是國內關于電信通信能力對于信息消費的影響的研究幾乎空白，但通過上述分析，可以看出電信通信能力的提升可以為信息消費提供外部環境的有利條件，尤其可以提升信息資源開發利用水平以及信息產業的發展，對信息產品的消費能力也起到很好的促進作用，進而更好的促進經濟發展水平提升。

2我國信息消費的發展和電信通信能力的趨勢分析

21信息消費趨勢分析

尹世杰[6] 認為，醫療保健、交通與通信、文化教育娛樂用品與服務等信息消費含量高的消費構成廣義信息消費項目。吳鋼華、楊京英等[7]則提出在居民家庭消費支出中屬于信息消費的內容包括通信、教育、文化娛樂支出等，即在消費支出構成的八大項目的第五大類中的第二中類以及第六大類，即通信、教育文化娛樂服務。本文采用尹世杰的觀點，以醫療保健、交通與通信、文化教育娛樂用品與服務等信息消費含量高的消費作為廣義信息消費的構成內容。據此計算出城鎮居民和農村居民信息消費（廣義）情況如表1所示。

根據表3可得數據：R-squared=09988；Adjusted R-squared=09965；F=4291093；T=（1902817）（0188689）（2120234）（-0262022）（2165284）（-1897534）（-1018521）。

由此可見，該模型可決系數很高，F檢驗值也明顯顯著，但t檢驗結果不顯著，可能存在嚴重的多重共線性。而一旦發生多重共線性就會有兩大本質影響：一是使估計量的方差變大；二是使單個解釋變量對因變量的影響難以度量。這就需要進一步驗證是否真的發生多重共線，如果發生，就需要進行修正，以降低多重共線性，得出最切合實際的模型。下面分別做y對x1，x2，x3，x4，x5，x6的一元回歸，結果見表4。

表4解釋變量的一元回歸

變量x1x2x3x4x5x6

參數估計值0002365708E-05214E-05315E-0700468510000117

T統計量641223843314602189040294067368284421982038

R-squared074599405726700971613098406807690820980042

Adjusted R-squared074599405421460969586098293007525880977548

其中，加入x4的方程Adjusted R-squared最大，以x4為基礎，順次加入其他變量逐步回歸，結果見表5。

在x2 x4基礎上加入x3后的方程Adjusted R-squared增大為0997521，且當可決系數α=01的時候，tα/2（n-m-1）=t005（12）=1782，各個闡述的t檢驗都顯著。而當加入x1、x5或x6時x1、x5、x6的t檢驗均不顯著，說明引起多重共線性，應予以剔除，修正多重共線性影響的回歸結果如表7所示。由表8可以看出，nR2=87937，由懷特檢驗知在α=005的置信水平下，x2分布的臨界值x2005（5）=1107。因為nR2

33自相關檢驗與修正

對樣本量為16、三個解釋變量的模型，在005的顯著性水平下，查DW統計表可知dl=086，du=173。模型中DW=227，而du

綜上所述，模型方程式為：y=0261358+141×10-5·x2+175×10-6·x3+258×10-7·x4，說明在其他條件不變的情況下，當局用交換機容量增加1門、移動電話交換機容量增加1戶、光纜線路長度增加1公里，分別增加信息消費額為1410元、175元、258000元。

4結論及政策建議

我國信息消費的水平與反應電信通信能力的“局用交換機容量”、“移動電話交換機容量”和“光纜線路長度”三個指標有著明顯的相關性，而“固定長途電話交換機容量”、“長途光纜線路長度”和“互聯網寬帶接入端口”沒有明顯的相關性。因此作為“寬帶中國”戰略的重要組成部分，信息消費水平的提升需要重點從“局用交換機容量”、“移動電話交換機容量”和“光纜線路長度”三個指標著手，尤其是“光纜線路長度”的發展將有力促進信息消費額的提升。

電信服務業作為存在進入管制和壟斷問題的行業，國家在倡導發展“信息消費”的同時，也需要在政策上對通信企業進行扶持、引導，將有限的資源投入到價值轉化最大化的方向，以謀求行業良性化發展和服務社會化的效益。

參考文獻：

[1]鄭英隆信息消費論綱[J].學術季刊，1994，6（4）：52-53

[2]賀修銘信息消費概念的確立及其理論基礎——兼論信息消費學的建設[J].圖書情報工作，1996（4）：45-51

[3]沈小玲影響信息消費的主體因素分析[J].情報理論與實踐，2008，31（6）：849-853

[4]Shane MGreenstein，Pablo TSpillerModem Telecommunications Infrastructure and Economic Activity：An Empirical Investigation[J].Industrial and Corporate Change，1995，4（4）：647-665

[5]杜武恭，呂廷杰經濟增長與電信普遍服務的五階段模式[J].世界電信，2005，18（3）：3-6，41

[6]尹世杰消費經濟學[M].北京：高等教育出版社，2007：198-200

[7]陳燕武消費經濟學——基于經濟計量學視角[M].北京：社會科學文獻出版社，2008：109-111

[作者簡介] 黃逸珺（1969—），女，四川人，北京郵電大學經濟管理學院，副教授，碩士生導師。研究方向：電信運營。安鴻辰（1989—），男，山東人，北京郵電大學經濟管理學院，碩士研究生。研究方向：電信運營管理。