电信通信能力对信息消费影响的计量分析

黄逸珺 安鸿辰

[摘要]通过理论分析确立1997—2012年的信息消费总额以及影响信息消费的电信通信能力发展指标，从计量经济学的角度出发利用Eviews软件进行OLS回归分析，剔除导致多重共线现象的电信通信能力发展指标，通过异方差检验和自相关检验得出信息消费与相应电信通信能力指标的模型方程，并据此提出电信通信能力提升路径以促进信息消费额增长。

[关键词]电信通信能力；OLS回归分析；异方差检验；信息消费

[DOI]1013939/jcnkizgsc201529010

在电信通信能力不断提升电信业务迅速增长的同时，信息消费水平的增长速度将更加迅猛。那么电信通信能力的提升和信息消费增长的关系如何呢？我们在提升电信通信能力时应侧重哪些方面才能对信息消费的增长更为有利？这些都是本文要着力探讨的问题。

1信息消费概念及关联性分析

11信息消费的概念

国内学者郑英隆[1]（1994）首次提出信息消費的定义：信息消费时社会各种类型决策者将现有的有关决策的信息进行消化吸收，并通过若干转换加工形成行动方案决策或思想决策的过程。继郑英隆之后，贺修铭[2]（1998）从“大情报”观角度提出信息消费时社会信息生产和交流过程的延续，是信息消费者获取信息、认知信息内容和再生信息等基本环节过程的社会活动，并将信息消费划分为“生活信息消费；学习信息消费；科研信息消费以及决策信息消费四个层次。当前，普遍采纳的是消费经济学的定义，即“信息消费时直接或间接以信息产品和信息服务为消费对象的消费活动。”

12电信通信能力与信息消费的关联性分析

根据商品的供求理论，信息消费主要的影响因素可以分成两大类：一是影响信息消费品供给方面的因素，属于影响信息消费的客体方面因素：如信息资源开发利用水平、信息产业发展状况、信息商品质量、信息商品价格水平等；二是影响信息消费需求方面的微观因素，属于影响信息消费的主体方面因素，主要包括消费者个体的人口统计特征变量 [3]。电信通信能力的建设水平决定了信息产业发展的能力，更是现代信息社会中最重要的生产要素——信息传送的载体，对信息消费以及经济的发展具有基础性、先导性的作用。因此，有很多学者对电信基础设施进行研究。

国外学者MGShane和TSPablo（1995）用铺设的光缆数量来代替电信基础设施的现代化水平，集中研究美国电信基础设施对FIRE（金融、保险、房地产）和制造业两大部门的影响，结果表明电信基础设施建设对服务业部门（主要为FIRE）有着显著为正的影响；Madden，GSimpson，M[4]（1996）基于区域角度，对居民的宽带定制服务建立了probit模型加以分析，并解释了其对区域经济和信息经济的影响。国内学者刘宇（2004）用投入产出法针对广东和青海两省电信业的发展对当地经济增长的影响进行了量化测度，表明电信基础设施的投入获得的产出具备间接创造新价值的能力，进而带动区域经济的发展；杜武恭，吕廷杰（2005）[5]引入米尔恩提出的普遍服务五阶段模式，通过计量技术论证了我国的电信发展与经济增长间存在着很强的正向关系。

近年来，对于信息消费对于经济增长的研究也呈现增加趋势，但是国内关于电信通信能力对于信息消费的影响的研究几乎空白，但通过上述分析，可以看出电信通信能力的提升可以为信息消费提供外部环境的有利条件，尤其可以提升信息资源开发利用水平以及信息产业的发展，对信息产品的消费能力也起到很好的促进作用，进而更好的促进经济发展水平提升。

2我国信息消费的发展和电信通信能力的趋势分析

21信息消费趋势分析

尹世杰[6] 认为，医疗保健、交通与通信、文化教育娱乐用品与服务等信息消费含量高的消费构成广义信息消费项目。吴钢华、杨京英等[7]则提出在居民家庭消费支出中属于信息消费的内容包括通信、教育、文化娱乐支出等，即在消费支出构成的八大项目的第五大类中的第二中类以及第六大类，即通信、教育文化娱乐服务。本文采用尹世杰的观点，以医疗保健、交通与通信、文化教育娱乐用品与服务等信息消费含量高的消费作为广义信息消费的构成内容。据此计算出城镇居民和农村居民信息消费（广义）情况如表1所示。

根据表3可得数据：R-squared=09988；Adjusted R-squared=09965；F=4291093；T=（1902817）（0188689）（2120234）（-0262022）（2165284）（-1897534）（-1018521）。

由此可见，该模型可决系数很高，F检验值也明显显著，但t检验结果不显著，可能存在严重的多重共线性。而一旦发生多重共线性就会有两大本质影响：一是使估计量的方差变大；二是使单个解释变量对因变量的影响难以度量。这就需要进一步验证是否真的发生多重共线，如果发生，就需要进行修正，以降低多重共线性，得出最切合实际的模型。下面分别做y对x1，x2，x3，x4，x5，x6的一元回归，结果见表4。

表4解释变量的一元回归

变量x1x2x3x4x5x6

参数估计值0002365708E-05214E-05315E-0700468510000117

T统计量641223843314602189040294067368284421982038

R-squared074599405726700971613098406807690820980042

Adjusted R-squared074599405421460969586098293007525880977548

其中，加入x4的方程Adjusted R-squared最大，以x4为基础，顺次加入其他变量逐步回归，结果见表5。

在x2 x4基础上加入x3后的方程Adjusted R-squared增大为0997521，且当可决系数α=01的时候，tα/2（n-m-1）=t005（12）=1782，各个阐述的t检验都显著。而当加入x1、x5或x6时x1、x5、x6的t检验均不显著，说明引起多重共线性，应予以剔除，修正多重共线性影响的回归结果如表7所示。由表8可以看出，nR2=87937，由怀特检验知在α=005的置信水平下，x2分布的临界值x2005（5）=1107。因为nR2

33自相关检验与修正

对样本量为16、三个解释变量的模型，在005的显著性水平下，查DW统计表可知dl=086，du=173。模型中DW=227，而du

综上所述，模型方程式为：y=0261358+141×10-5·x2+175×10-6·x3+258×10-7·x4，说明在其他条件不变的情况下，当局用交换机容量增加1门、移动电话交换机容量增加1户、光缆线路长度增加1公里，分别增加信息消费额为1410元、175元、258000元。

4结论及政策建议

我国信息消费的水平与反应电信通信能力的“局用交换机容量”、“移动电话交换机容量”和“光缆线路长度”三个指标有着明显的相关性，而“固定长途电话交换机容量”、“长途光缆线路长度”和“互联网宽带接入端口”没有明显的相关性。因此作为“宽带中国”战略的重要组成部分，信息消费水平的提升需要重点从“局用交换机容量”、“移动电话交换机容量”和“光缆线路长度”三个指标着手，尤其是“光缆线路长度”的发展将有力促进信息消费额的提升。

电信服务业作为存在进入管制和垄断问题的行业，国家在倡导发展“信息消费”的同时，也需要在政策上对通信企业进行扶持、引导，将有限的资源投入到价值转化最大化的方向，以谋求行业良性化发展和服务社会化的效益。

参考文献：

[1]郑英隆信息消费论纲[J].学术季刊，1994，6（4）：52-53

[2]贺修铭信息消费概念的确立及其理论基础——兼论信息消费学的建设[J].图书情报工作，1996（4）：45-51

[3]沈小玲影响信息消费的主体因素分析[J].情报理论与实践，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，呂廷杰经济增长与电信普遍服务的五阶段模式[J].世界电信，2005，18（3）：3-6，41

[6]尹世杰消费经济学[M].北京：高等教育出版社，2007：198-200

[7]陈燕武消费经济学——基于经济计量学视角[M].北京：社会科学文献出版社，2008：109-111

[作者简介] 黄逸珺（1969—），女，四川人，北京邮电大学经济管理学院，副教授，硕士生导师。研究方向：电信运营。安鸿辰（1989—），男，山东人，北京邮电大学经济管理学院，硕士研究生。研究方向：电信运营管理。