影響電信業(yè)務(wù)收入的主要因素的分析-大學(xué)畢業(yè)設(shè)計論文

影響電信業(yè)務(wù)收入的主要因素的分析1949年以前，中國電信系統(tǒng)發(fā)展緩慢，到1949年，中國電話的普及率僅為0.05%，電話用戶只有26萬；到1978年，全國電話容量359萬門，用戶214萬，普及率0.43%；自上世紀(jì)80年代中期以來，中國政府加快了基礎(chǔ)電信設(shè)施的建設(shè)，到2004年9月，固定電話用戶數(shù)達(dá)30692.3萬戶，移動電話用戶32007.1萬戶。另一方面，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》上的數(shù)據(jù)，我們在發(fā)現(xiàn)在第三產(chǎn)業(yè)`增加值指數(shù)中，通信業(yè)的增加值指數(shù)是最大的。在1995年是112.1;在1996年是111.4;在1997年是110.8;在1998年是110.6,在1999年是111.3,在2000年是111.5(上年等于100)。顯然，電信業(yè)對第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展影響是最顯著的。而我們也知道第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比例是我們衡量一國綜合實(shí)力的重要指標(biāo)，從而對電信收入的研究顯得尤為重要。為了研究我國電信業(yè)的發(fā)展情況，真正了解我國電信業(yè)的發(fā)展前景，我們選擇了電信收入作為我們的被解釋變量，選取固定電話用戶數(shù)、移動電話用戶數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、以及電信業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額作為我們的解釋變量電信收入作為我們的被解釋變量，選取固定電話用戶數(shù)、移動電話用戶數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、以及電信業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額作為我們的解釋變量為了研究當(dāng)月止電信業(yè)務(wù)收入累計額y（億元）與月固定電話用戶數(shù)x1（億戶）、月移動電話用戶數(shù)x2（億戶）、月互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)x3（億戶）和當(dāng)月電信業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額x4（億元）的關(guān)系，我們需要一定時期的y、x1、x2、x3、x4這五個變量的數(shù)據(jù)。通過互聯(lián)網(wǎng)，我們已經(jīng)從國家統(tǒng)計局的網(wǎng)站上找到了相關(guān)數(shù)據(jù)。我們選取了2001年1月到2004年9月這45組數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)資料如下：obsYX1X2X3X42001:01233.98001.4827500.897590NANA2001:02496.12001.5144100.949070NANA2001:03734.47001.5473801.003140NA140.54002001:041013.8901.5740901.051980NA195.60002001:051290.0901.6063001.110800NA540.90002001:061590.1301.6437101.167610NA806.00002001:071962.7801.6682101.206050NA990.77002001:082175.9001.6946801.257740NA1148.9002001:092575.5001.7227001.309100NA1396.7002001:102879.4001.7476901.360190NA1700.1002001:113196.5001.7711201.399220NA1919.0002001:123335.2001.7903401.4481200.3614602343.7002002:013598.4301.8193101.4990900.3634502343.7002002:023893.3401.8514201.5585200.3626602343.7002002:034196.4401.8865001.6150000.3753102343.7002002:044516.9901.9131801.6664800.3852002630.9002002:054832.3501.9585401.7138000.3872402703.6102002:065180.5501.9894201.7616900.3975902843.0002002:075614.9702.0102301.8031800.4173502986.9802002:085965.0502.0352901.8485500.4331903148.3902002:096322.2202.0700101.9039100.4504003308.9202002:106669.8702.0906201.9583300.4587003487.3002002:117031.5302.1268402.0031300.4829403706.6802002:127451.0202.1441902.0661600.4970004378.2702003:017809.5202.1800402.1243900.4874904378.2702003:028157.1202.2149202.1639800.4927404378.2702003:038540.3202.2562602.2149100.4992004593.2702003:048928.3202.2903902.2571700.5078804761.9702003:059275.2202.3288202.3005600.5221004949.7702003:069650.7202.3761002.3447200.5323505163.3702003:0710072.922.4075402.3945900.5381305308.6702003:0810466.722.4492602.4411800.5443305447.6702003:0910871.122.5046802.4997400.5387605619.0702003:1011265.422.5513902.5693800.5350005798.6702003:1111661.022.5984202.6347800.5325606065.9702003:1212061.022.6330502.6869300.5365706593.4702004:0112475.122.6893302.7680200.5543906593.4702004:0212879.922.7453202.8232700.5462806593.4702004:0313310.422.8108102.9030500.5458506877.8702004:0413744.622.8544802.9575000.5412707043.8702004:0514164.622.9040103.0055900.5366607218.8702004:0614597.122.9548803.0528300.5347007459.8702004:0715035.422.9899603.1021800.5302207639.5702004:0815478.623.0290103.1510000.5284307808.4702004:0915923.123.0692303.2007100.5232907974.670我們對y和x1x2x3x4進(jìn)行初步的散點(diǎn)圖觀察，發(fā)現(xiàn)y和x1x2x3x4在散點(diǎn)圖中呈現(xiàn)出線形關(guān)系，所以我們將模型初步定為線形模型。模型的設(shè)定我們把當(dāng)月止電信業(yè)務(wù)收入累計額Y（單位：億元）作為為應(yīng)變量，用月平均固定電話用戶數(shù)X1（單位：億戶）、月平均移動電話用戶數(shù)X2（單位：億戶）互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)X3（單位：億戶）和每月電信業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額X4作為四個自變量。建立如下模型：Yi=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+ui(其中，ui為隨機(jī)誤差項(xiàng)，且服從正態(tài)分布)。利用eviews5.0得到如下結(jié)果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:11:24Sample(adjusted):2001M122004M09Includedobservations:34afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-10552.421292.392-8.1650320.0000X14879.9201315.2853.7101610.0009X21917.6911093.9141.7530550.0902X34270.0501314.4643.2485110.0029X40.3596750.1171483.0702740.0046R-squared0.999383

Meandependentvar9264.011AdjustedR-squared0.999298

S.D.dependentvar3827.446S.E.ofregression101.3827

Akaikeinfocriterion12.21073Sumsquaredresid298074.8

Schwarzcriterion12.43520Loglikelihood-202.5825

F-statistic11751.06Durbin-Watsonstat0.555252

Prob(F-statistic)0.000000

擬合方程為：i=-10552.42+4879.92X1+1917.691X2+4270.50X3+0.359675X4t=（-8.165）（3.7101）（1.7531）（3.2485）（3.0703）R2=0.9993832=0.999298F=11751.06Sumsquaredresid298074.8統(tǒng)計檢驗(yàn)-多重共線性從分析的數(shù)據(jù)來看，容易發(fā)現(xiàn)t檢驗(yàn)還比較理想，β2β3β4β5均為正值具有經(jīng)濟(jì)意義，在α取0.05時只有x2的t值不夠顯著；f統(tǒng)計量很大，說明解釋變量對被解釋變量的解釋是顯著的。另外殘差平方和太大，可能變量間存在共線性，因此需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性的問題。用Eviews得到相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X4X1

1.000000

0.996976

0.844648

0.992582X2

0.996976

1.000000

0.880265

0.996354X3

0.844648

0.880265

1.000000

0.885829X4

0.992582

0.996354

0.885829

1.000000

析了一下各個變量之間的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)X1和X2之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.995737，相關(guān)程度很高，同時X2和X3之間的相關(guān)系數(shù)也達(dá)到了0.844648。從實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義上說，這三者之間存在著相互替代性，說明模型的設(shè)定具有多重共線性，需要對模型進(jìn)行修訂。經(jīng)過對各個解釋變量的分析，我們發(fā)現(xiàn)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)這三個解釋變量相關(guān)性很大，且都屬于通信裝置，相互間有較大的替代性。于是決定嘗試將這3個解釋變變量相加成為新的解釋變量記為X123。這樣將原來的模型調(diào)整為：Yi=β1+β2X123i+β3X4i+ui(其中ui為隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從正態(tài)分布)再次擬合：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:11:52Sample(adjusted):2001M122004M09Includedobservations:34afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-9268.190558.4492-16.596300.0000X1233261.226217.256915.010920.0000X40.3471810.1155243.0052690.0052R-squared0.999338

Meandependentvar9264.011AdjustedR-squared0.999296

S.D.dependentvar3827.446S.E.ofregression101.5703

Akaikeinfocriterion12.16348Sumsquaredresid319812.1

Schwarzcriterion12.29815Loglikelihood-203.7791

F-statistic23414.32Durbin-Watsonstat0.495369

Prob(F-statistic)0.000000擬合方程為：

i=-9268.190+3261.226X123i+0.347181X4it=(-16.59630)(15.01092)(3.005269)R2=0.9993382=0.999296F=23414.32Sumsquaredresid=319812.1異方差的檢驗(yàn)，用WHITE檢驗(yàn)作出的結(jié)果如下：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic4.144353

Probability0.008922Obs*R-squared12.36648

Probability0.014824TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:14:34Sample(adjusted):2001M122004M09Includedobservations:34afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C105531.8289136.10.3649900.7178X123-43664.89155576.7-0.2806650.7810X123^24234.26216376.520.2585570.7978X40.55992642.435750.0131950.9896X4^20.0003570.0049350.0723270.9428R-squared0.363720

Meandependentvar9406.239AdjustedR-squared0.275957

S.D.dependentvar15224.98S.E.ofregression12955.04

Akaikeinfocriterion21.91141Sumsquaredresid4.87E+09

Schwarzcriterion22.13588Loglikelihood-367.4940

F-statistic4.144353Durbin-Watsonstat1.404210

Prob(F-statistic)0.008922

查χ２分布表，給定α=0.01,自由度為5，得臨界值χ２０．０５(5)=15.0863，而Obs*R-squared=12.36648<15.0863，所以模型中隨機(jī)誤差ｕ的異方差性不明顯為了保險起見，我們用ARCH檢驗(yàn)進(jìn)行復(fù)查ARCHTest:F-statistic1.792614

Probability0.172363Obs*R-squared5.148988

Probability0.161207TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:21:39Sample(adjusted):2002M032004M09Includedobservations:31afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C7053.0583866.6441.8240780.0792RESID^2(-1)0.5930100.2657202.2317080.0341RESID^2(-2)-0.0150770.286630-0.0526000.9584RESID^2(-3)-0.2104980.280125-0.7514410.4589R-squared0.166096

Meandependentvar10106.28AdjustedR-squared0.073440

S.D.dependentvar15787.23S.E.ofregression15196.47

Akaikeinfocriterion22.21543Sumsquaredresid6.24E+09

Schwarzcriterion22.40046Loglikelihood-340.3391

F-statistic1.792614Durbin-Watsonstat1.556831

Prob(F-statistic)0.172363

同樣的異方差性不明顯。自相關(guān)的檢驗(yàn)由于DW=0.495369，給定顯著水平α=0.5，查Durbin-Watson表，n=34,k`=2，得下限臨界值dL=1.333，因?yàn)镈W統(tǒng)計量為0.495368<dL，所以隨機(jī)誤差項(xiàng)存在正的一階自相關(guān)。自相關(guān)的修正由dw=0.495369ρ=1-dw/2=0.7523155。利用廣義差分法。定義DY=Y-0.7523155*Y(-1)DX123=X123-0.7523155*X123(-1)DX4=X4-0.7523155*X4(-1)然后進(jìn)行參數(shù)估計，結(jié)果為DependentVariable:DYMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:22:46Sample(adjusted):2002M012004M09Includedobservations:33afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-2568.718138.1116-18.598870.0000DX1233630.988187.992119.314570.0000DX40.1813010.0931911.9454770.0611R-squared0.995458

Meandependentvar2626.024AdjustedR-squared0.995155

S.D.dependentvar956.1398S.E.ofregression66.55126

Akaikeinfocriterion11.32033Sumsquaredresid132872.1

Schwarzcriterion11.45638Loglikelihood-183.7854

F-statistic3287.557Durbin-Watsonstat1.313646

Prob(F-statistic)0.000000

估計式：DY=-2568.718+3630.988DX123+0.181301DX4t=(-18.59887)(19.31457)(1.945477)R2=0.995458DW=1.313646雖然DW=1.313646仍然小于DL=1.333,存在正自相關(guān)，但是已經(jīng)得到明顯的改變。且異方差性的檢驗(yàn)也能通過，即異方差不明顯。模型解釋模型DY=-2568.718+3630.988DX123+0.181301DX4反映了電信累計收入相對固定、移動電話及互聯(lián)網(wǎng)用戶總數(shù)和電信固定資產(chǎn)投入二者的增長速度。從現(xiàn)實(shí)意義來說，電信裝置及電信電信投資完成額的增長率是影響電信收入增長的主要因素。而電信裝置系數(shù)3630.988又遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于電信固定資產(chǎn)完成額的系數(shù)0.181301。從而要求我們進(jìn)一步認(rèn)識到發(fā)展固定、移動電話及互聯(lián)網(wǎng)普及率對電信收入的重要性。結(jié)合當(dāng)前情況，過去幾年是我國電信業(yè)大發(fā)展時期，電信收入平均每年增長約23%。電話用戶總數(shù)與移動電話總數(shù)迅速增長，并在2001年超過美國，躍居世界第一。但是，過去的高增長并不必然帶來明天的高增長，在2000年和2001年，我國電信收入已經(jīng)呈現(xiàn)出稍高于GDP的中速增長態(tài)勢。我國電信業(yè)發(fā)展水平已相當(dāng)于人均GDP為我國2.5倍的國家。我國的電信收入占GDP之比例已高居世界前列。一般電信收入占GDP的比例是大致一定的，因此我國電信收入占GDP的比例繼續(xù)快速提高的余地已十分有限。預(yù)計我國電信收入占GDP的比