影響電信業(yè)發(fā)展幾個重要因素分析

1、影響電信業(yè)發(fā)展幾個重要因素分析內(nèi)容摘要：本文主要研究對我國電信業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生重要影響的幾個因素。我們按照影響的重要程度，選擇了固定電話用戶數(shù)，移動電話用戶數(shù)，互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)，電話普及率，及電信固定投資額作為解釋變量。但由于我們選擇的數(shù)據(jù)是從99年電信業(yè)發(fā)生拆分重組后到04年第三季度數(shù)據(jù)。因為查到的資料固定投資數(shù)據(jù)按年來計算，若按季度完成百分比來計算季度數(shù)據(jù)，有很多缺失值，所以放棄這個解釋變量。建立模型后，利用eviews軟件對模型進行了參數(shù)估計，運用多種方法對模型進行檢驗，如arch檢驗，相關(guān)系數(shù)矩陣表，d-w自相關(guān)檢驗等，并通過逐步回歸法等方法加以修正。對最后的結(jié)果做了經(jīng)濟意義分析，并相應(yīng)提出了

2、我們的一些看法。關(guān)鍵詞：電信業(yè)業(yè)務(wù)總量 固定電話用戶數(shù) 移動電話用戶數(shù) 互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù) 電話普及率一 導論改革開放以來我國gdp的增長速度比世界平均水平高一倍以上，一直位于世界前列，我國電信業(yè)務(wù)收入增長速度長期以3倍于我國gdp增長速度在發(fā)展（全世界平均電信業(yè)務(wù)收入增加速度為gdp的兩倍）。我國的電信業(yè)發(fā)展對gdp貢獻很大。通信業(yè)的快速發(fā)展，在推動經(jīng)濟增長、促進社會進步和提高人民生活質(zhì)量等方面發(fā)揮了積極作用?，F(xiàn)在我國已經(jīng)初步建立起研究、開發(fā)、制造、集成、運營、服務(wù)等緊密聯(lián)系的、上下游一體化的完備電信產(chǎn)業(yè)體系。電信網(wǎng)絡(luò)技術(shù)裝備和服務(wù)水平居于世界領(lǐng)先地位。我國擁有資產(chǎn)實力雄厚、客戶資源豐富、業(yè)務(wù)收入

3、龐大、盈利能力穩(wěn)定、具有一定國際競爭力的若干家基礎(chǔ)電信運營商（兩家電信公司入圍財富500強，兩家移動通信運營商分別成為世界第一和第二位的gsm運營商）。在加入wto以后，主要的跨國電信設(shè)備制造商和運營商加速了市場開發(fā)的步伐，紛紛在中國本土設(shè)立研發(fā)、制造、銷售和服務(wù)辦事機構(gòu)；國內(nèi)電信運營商成為全球資本市場注目的焦點，吸引了各國投資者，吸納了大量的國際資本。我國加入wto已經(jīng)3年了，對外開放的市場越來越大，電信業(yè)開放的內(nèi)容逐漸增多。隨著外資的進入，尤其是一些國外綜合實力強大的電信集團進入中國市場，勢必將對我國電信業(yè)造成一些沖擊。電信業(yè)的發(fā)展是很值得我們關(guān)注的。為了證實對我國電信業(yè)的具體影響因素，以

4、便于我們根據(jù)證實提出我們的政策建議，我們查找了一些關(guān)于我國電信業(yè)現(xiàn)今各方面狀況的情況（見下表）（注：此圖選自和訊網(wǎng)）上圖是我國電信業(yè)在國際上各項有關(guān)電信業(yè)發(fā)展指標的排名。對組成市場競爭力指數(shù)的21個指標進行綜合評價，得出2003年各國電信業(yè)國際競爭力綜合排名。我國市場競爭力排名第二，僅次于美國。以網(wǎng)絡(luò)容量和用戶規(guī)模而言，中國已經(jīng)成為世界最大的電信運營市場，增長潛力和發(fā)展空間同樣巨大。2003年內(nèi)，全國電話用戶總數(shù)突破5億戶，移動電話用戶超過固定電話用戶，雙雙躍居世界首位；互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)用戶（不含移動互聯(lián)用戶）超過8 000萬戶，居世界第二位。所以我們決定選擇對我國電信影響最大的固定電話用戶數(shù)，移動

5、電話用戶數(shù)，互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)作為解釋變量，電信業(yè)業(yè)務(wù)總量作為應(yīng)變量?；ヂ?lián)網(wǎng)業(yè)務(wù)量雖說在近年占電信業(yè)業(yè)務(wù)量的比例不大，但在中國電信網(wǎng)絡(luò)建設(shè)飛速發(fā)展的同時，數(shù)據(jù)通信業(yè)務(wù)也取得了長足發(fā)展，數(shù)據(jù)通信用戶以每半年翻一番的速度呈爆炸式增長，從1994年僅有2000戶發(fā)展到目前已超過8000萬戶?；ヂ?lián)網(wǎng)業(yè)務(wù)現(xiàn)已經(jīng)成為中國電信集團業(yè)務(wù)的重要組成部分。我國電話普及率雖然在國際上相比是我國電信業(yè)的劣勢，但我國國情特殊，擁有世界1/5人口，普及率與人口相乘得出的總量相當驚人，所以普及率也作為解釋變量之一。 如2003年1至12月電信業(yè)收入百分比圖：（注：此圖選自新浪網(wǎng)）二 相關(guān)數(shù)據(jù)搜集年度季度電信業(yè)務(wù)總量 (億元)固定

6、電話用戶數(shù) （萬戶)移動電話用戶數(shù) （萬戶)互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù) (萬戶)電話普及率100 (部/百人)yx1x2x3x4199915189313.2270390.211222875.19879.83383120.212063853.510349.63759.5147.812614866.110880.74323.8215.7126120001950.311783.15014.5353.8133021090.5127425928.7530.6147031192.413546.66505.7725.9147041260.614440.785269152010200111233.415473.810031

7、.41020.1201021316.616437.111676.11246.9244031449.4717227130911402.4244041617.7817903.414481.21736.42590200211614.8918865161503753.1259021744.2319894.217616.93975.9302231833.7920700.119039.14504319941729.7921441.920661.649703374200311942.7122562.622149.14992337021822.862376123447.25323.5377032190.725

8、046.824997.45387.6398041928.6826330.526869.35365.74210200412226.3528108.129030.55458.5421022058.8729548.830528.35347474032433.4530692.332007.15232.94930（按1990年不變價計算）二 模型建立用折線圖把以上數(shù)據(jù)描述出，如下：可以看出電信業(yè)務(wù)總量y與各個解釋變量間存在較強的線形關(guān)系，因此我們用多元線性模型去擬合數(shù)據(jù)，設(shè)定的多元線性模型為：y=c+c1x1+c2x2+c3x3+c4x4+u其中：y 代表電信業(yè)務(wù)總量 （億元） x1 代表固定電話用戶數(shù)

9、 （萬戶） x2 代表移動電話數(shù) （萬戶） x3 代表互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù) （萬戶） x4 代表電話普及率 （部/百人）100三參數(shù)的估計利用eviews軟件對x1,x2,x3,x4四個變量組成的式子進行擬合，得到如下結(jié)果：對x1 x2 x3 x4 一起擬合：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 10/22/04 time: 23:50sample: 1999:1 2004:3included observations: 23variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-150.9511658.

10、3109-0.2293010.8212x10.1278340.0792601.6128420.1242x2-0.0304590.077405-0.3934980.6986x30.0703120.0638291.1015590.2852x4-0.1621090.273887-0.5918810.5613r-squared0.946760 mean dependent var1510.873adjusted r-squared0.934928 s.d. dependent var514.5255s.e. of regression131.2510 akaike info criterion12.7

11、8176sum squared resid310082.9 schwarz criterion13.02861log likelihood-141.9902 f-statistic80.02227durbin-watson stat2.041264 prob(f-statistic)0.000000得模型：y=-150.9511+0.127834x1-0.030459x2+0.070312x3-0.162109x4（-0.229301）（1.612842）（-0.393498）（1.101559）（-0.591881） 可決系數(shù)r2=0.946760 修正值為0.934928擬合圖形如下：從圖

12、中可以看出做出的模型效果不是非常理想，殘差的波動較大，我們決定通過檢驗，修正該模型。 四.模型的檢驗和修正 1.經(jīng)濟意義檢驗首先在經(jīng)濟意義上就通不過。x2和x4的系數(shù)都為負，表明隨著移動電話用戶的增加，電話普及率的提高，電信收入在減少。這顯然與經(jīng)濟事實不符。 2.統(tǒng)計推斷檢驗 從回歸結(jié)果來看模型的擬合度較高（可決系數(shù)r2=0.946760），f統(tǒng)計量的值在給定顯著性水平=0.05的情況下也較顯著， 但是c，x1，x2，x3，x4的t統(tǒng)計值均不顯著（它們的t統(tǒng)計量的值的絕對值均小于2），說明這些變量對y的影響不顯著，或者變量之間可能存在多重共線的影響使其t值不顯著。 3.計量經(jīng)濟學檢驗（1）多重

13、共線性檢驗檢驗:由f=80.02227f0.05(4,18)=2.93（查表可得，顯著性水平=0.05） 表明模型從整體上看電信業(yè)務(wù)總量與解釋變量間線形關(guān)系顯著。用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣對其進行檢驗:x1x2x3x4x110.9971633347630.9400510553340.960736855314x20.99716333476310.9578303870120.970588104836x30.9400510553340.95783038701210.937685899601x40.9607368553140.9705881048360.9376858996011由上圖看出在我們選定的4個解釋

14、變量間存在很嚴重的共線性，其中x1和x2相關(guān)系數(shù)達到0.997163334763, x1和x4間的相關(guān)系數(shù)也達到了0.96073685，我們有必要對模型進行修正。修正：采用逐步回歸法對其進行修正。分別用ols法逐一求y對各解釋變量的回歸, 發(fā)現(xiàn)x1與x2的擬合程度都相當好，且從經(jīng)濟事實來看，這二者也是相當重要的影響因素。因此x1與x2不能輕易取舍。所以出于以經(jīng)濟意義為出發(fā)點，我們分別把x1和x2作為基本變量。然后將其余解釋變量逐一代入x1和x2的回歸方程，重新回歸。分析如下:（具體回歸過程見附錄）以x1為基本變量：加入x3，擬合優(yōu)度略有提高，對x1的t值影響不大，統(tǒng)計檢驗t=5.180284，

15、顯著。因此加入變量x3。再加入x2,擬合優(yōu)度僅略有提高,但對x2的t值影響很大，統(tǒng)計檢驗t=1.688308，不顯著。因此變量x2引起了多重共線性，應(yīng)舍去。加入x4進行回歸的情況和x2相同,不顯著。因此也應(yīng)將變量x4刪去。將模型修改如下:y=c+c1x1+c3x3+u新模型結(jié)果為: dependent variable: ymethod: least squaresdate: 10/23/04 time: 00:11sample: 1999:1 2004:3included observations: 23variablecoefficientstd. errort-statisticprob

16、. c225.5503141.55421.5933840.1268x10.0633940.0122385.1802840.0000x30.0397610.0359281.1066940.2816r-squared0.943493 mean dependent var1510.873adjusted r-squared0.937843 s.d. dependent var514.5255s.e. of regression128.2781 akaike info criterion12.66739sum squared resid329105.6 schwarz criterion12.8154

17、9log likelihood-142.6749 f-statistic166.9706durbin-watson stat1.966409 prob(f-statistic)0.000000得模型：y=225.5503+0.063394x1+0.039761x3（1.593384）（5.180284）（1.106694）可決系數(shù)r2=0.943493 修正值為0.937843以x2為基本變量：加入x1，擬合優(yōu)度略有提高，但對x2的t值影響較大，統(tǒng)計檢驗t=0.335223，不顯著。但出于固定電話用戶數(shù)x1和移動電話數(shù)x2對電信有重要影響的經(jīng)濟事實，因此加入變量x2。再加入x3,擬合優(yōu)度僅略有

18、提高,但對x2的t值影響也很大，統(tǒng)計檢驗t=0.883526，不顯著，因此變量x2引起了多重共線性。而且擬合出模型中x2的系數(shù)為負，不符合經(jīng)濟事實，應(yīng)舍去。加入x4進行回歸的情況和x3相同，不顯著也不符合經(jīng)濟事實。因此也應(yīng)將變量x4刪去。將模型修改如下:y=c+c2x2+c1x1+u新模型結(jié)果為：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 10/23/04 time: 00:26sample: 1999:1 2004:3included observations: 23variablecoefficientstd. errort-statis

19、ticprob. c250.8056464.07100.5404470.5949x20.0131000.0390780.3352230.7409x10.0570850.0569601.0021950.3282r-squared0.940368 mean dependent var1510.873adjusted r-squared0.934405 s.d. dependent var514.5255s.e. of regression131.7779 akaike info criterion12.72122sum squared resid347308.2 schwarz criterion

20、12.86933log likelihood-143.2940 f-statistic157.6956durbin-watson stat1.802738 prob(f-statistic)0.000000得模型：y=250.8056+0.013100x2+0.057085x1（0.540447）（0.335223）（1.002195）可決系數(shù)r2=0.940368 修正值為0.934405模型和模型的選?。和ㄟ^逐步回歸法后，得出的模型和模型在擬合優(yōu)度及t值上都有很大提高，但模型截距項，x3和模型中截距項，x1，x2的t值仍在2以下，模型效果還是不好。我們仔細考慮了我們在設(shè)定模型上存在的問題，

21、發(fā)現(xiàn)我們的數(shù)據(jù)樣本不大，而且由于我國電信發(fā)展在很大程度上都是靠國家強有力的支持得以快速發(fā)展，但由于在數(shù)據(jù)選取上的問題，我們放棄了沒有季度數(shù)據(jù)的固定資產(chǎn)投資這個變量，我們覺得可能因為這個問題造成了對我們設(shè)定模型的破壞。而出于x1，x2，x3對y的影響的重要程度的經(jīng)濟事實考慮，x2代表的移動電話用戶數(shù)對我國電信現(xiàn)階段業(yè)務(wù)量有舉足輕重的影響，我們不能以模型的優(yōu)度來犧牲了現(xiàn)實經(jīng)濟意義，所以我們選取模型作為最優(yōu)模型。進行下一步對模型的自相關(guān)檢驗和異方差檢驗。（2）一階自相關(guān)檢驗 檢驗：從模型設(shè)定來看，沒有違背d-w檢驗的假設(shè)條件，因此可以用d-w檢驗來檢驗模型是否存在一階自相關(guān)。根據(jù)上表中估計的結(jié)果，由

22、dw=1.802738 ，給定顯著性水平=0.05，查durbin-watson表，n=23，k=2，得dl=1.168,du=1.543 。因為dw統(tǒng)計量為du1.8027384-du=2.457，根據(jù)判定域知，不存在一階自相關(guān)，不需要進行修正。（3）異方差檢驗檢驗：我們的樣本不大，采用的是時間序列數(shù)據(jù),所以決定用arch檢驗法檢驗模型是否存在異方差。結(jié)果如下:（p=3）arch test:f-statistic1.830946 probability0.182161obs*r-squared5.111319 probability0.163825test equation:dependen

23、t variable: resid2method: least squaresdate: 10/23/04 time: 00:37sample(adjusted): 1999:4 2004:3included observations: 20 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c5857.1536422.7370.9119400.3753resid2(-1)-0.1683060.217256-0.7746920.4498resid2(-2)0.7800120.3717372.098290

24、0.0521resid2(-3)0.1549610.1934820.8009050.4349r-squared0.255566 mean dependent var12786.93adjusted r-squared0.115985 s.d. dependent var18641.85s.e. of regression17527.46 akaike info criterion22.55778sum squared resid4.92e+09 schwarz criterion22.75693log likelihood-221.5778 f-statistic1.830946durbin-

25、watson stat2.409619 prob(f-statistic)0.182161由于樣本較小，我們不進行（n-p）r2的比較，僅從殘差平方的序列來看，僅resid2(-2)的顯著性大于2，但總體的顯著性都不太明顯?？梢姰惙讲畹挠绊懖淮螅槐匦拚Ｐ?。 (4)確定模型綜合各種因素，我們確定最終模型為： y=250.8056+0.013100x2+0.057085x1五對模型的經(jīng)濟意義解釋及存在的問題由我們得出的最終模型: y=250.8056+0.013100x2+0.057085x1從模型本身來看，（固定電話用戶數(shù)不變的情況下）移動電話用戶每增加1萬戶，將帶動電信業(yè)務(wù)總量增加0.01

26、31億元；（移動電話用戶數(shù)不變的情況下）固定電話用戶每增加1萬戶，將帶動電信業(yè)務(wù)總量增加0.057085億元。結(jié)合現(xiàn)階段我國電信業(yè)的情況來解釋：1 固定電話用戶數(shù)對電信業(yè)務(wù)總量有很大影響。這于我國固定電話用戶數(shù)位居全球第一，是我國作為電信強國最強有力的指標之一的經(jīng)濟現(xiàn)實符合的。但模型中固定電話用戶數(shù)（x1）這個解釋變量就系數(shù)來看它對電信業(yè)務(wù)量的影響比移動電話用戶數(shù)（x2）的影響還大?？赡茉蛟谟谛§`通的發(fā)展。因為小靈通業(yè)務(wù)屬于中國電信集團，中國電信固定電話用戶已超過3億戶，其中小靈通用戶達到了6000萬戶，作為固定電話的接入和補充，小靈通憑借其有限話費、無限通話的優(yōu)勢搶占了移動市場不少業(yè)務(wù)。尤

27、其在市內(nèi)話務(wù)量方面。若把小靈通這塊收入加入固定電話用戶數(shù)，那經(jīng)濟意義也符合。2 移動電話用戶數(shù)對電信業(yè)務(wù)總量有很大影響。影響的原因分析如下：隨3g時代的到來，移動通信主導技術(shù)和業(yè)務(wù)市場。（1）2003年11月，我國移動電話用戶數(shù)首次超過固定電話用戶數(shù)，達到2.56億戶，這個數(shù)字也是全球各國移動電話用戶數(shù)中最高的。 (2)短信的業(yè)務(wù)量也是相當驚人的，去年一年短信量達到2200萬億條我們在互聯(lián)網(wǎng)查到的相關(guān)資料表明，光是2003年春節(jié)期間我國移動和聯(lián)通兩家通信企業(yè)的短信息收發(fā)量高達250萬億條。3雖然在模型中我們放棄了互聯(lián)網(wǎng)這個因素，但這只是出近期來看的，隨著電信的發(fā)展，寬帶數(shù)據(jù)多媒體業(yè)務(wù)終將成為主導業(yè)務(wù)?；ヂ?lián)網(wǎng)用戶對電信業(yè)業(yè)務(wù)量影響的顯著性將會越來越大。互聯(lián)網(wǎng)近來飛速發(fā)展，隨著數(shù)據(jù)市場進一步發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)必將成為電信業(yè)收入的主力軍?；ヂ?lián)網(wǎng)的發(fā)展是潛力無限的。4 電話普及率對電信業(yè)業(yè)務(wù)量影響不顯著。電話普及率雖然很高，但使用效果和使用頻率上還值得進一步資料分析。尤其是我國政府前幾年的“村村通”