影響電信業(yè)發(fā)展幾個(gè)重要因素分析教學(xué)提綱

1、影響電信業(yè)發(fā)展幾個(gè)重要因素分析影響電信業(yè)發(fā)展幾個(gè)重要因素分析內(nèi)容摘要：本文主要研究對(duì)我國(guó)電信業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生重要影響的幾個(gè)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(dòng)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?yàn)椴榈降馁Y料固定投資數(shù)據(jù)按年來計(jì)算，若按季度完成百分比來計(jì)算季度數(shù)據(jù)，有很多缺失值，所以放棄這個(gè)解釋變量。建立模型后，利用EVIEWS軟件對(duì)模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)，運(yùn)用多種方法對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，如ARCH檢驗(yàn)，相關(guān)系數(shù)矩陣表，D-W自相關(guān)檢驗(yàn)等，并通過逐步回歸法等方法加以修正。對(duì)最后的結(jié)果

2、做了經(jīng)濟(jì)意義分析，并相應(yīng)提出了我們的一些看法。關(guān)鍵詞：電信業(yè)業(yè)務(wù)總量固定電話用戶數(shù)移動(dòng)電話用戶數(shù)互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)電話普及率一一 導(dǎo)論改革開放以來我國(guó)GDP的增長(zhǎng)速度比世界平均水平高一倍以上，一直位于世界前列，我國(guó)電信業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)速度長(zhǎng)期以3倍于我國(guó)GDP增長(zhǎng)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(guó)的電信業(yè)發(fā)展對(duì)GDP貢獻(xiàn)很大。通信業(yè)的快速發(fā)展，在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、促進(jìn)社會(huì)進(jìn)步和提高人民生活質(zhì)量等方面發(fā)揮了積極作用。現(xiàn)在我國(guó)已經(jīng)初步建立起研究、開發(fā)、制造、集成、運(yùn)營(yíng)、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(guó)擁有資產(chǎn)實(shí)力雄

3、厚、客戶資源豐富、業(yè)務(wù)收入龐大、盈利能力穩(wěn)定、具有一定國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的若干家基礎(chǔ)電信運(yùn)營(yíng)商（兩家電信公司入圍財(cái)富500強(qiáng)，兩家移動(dòng)通信運(yùn)營(yíng)商分別成為世界第一和第二位的GS M運(yùn)營(yíng)商）。在加入WTO以后，主要的跨國(guó)電信設(shè)備制造商和運(yùn)營(yíng)商加速了市場(chǎng)開發(fā)的步伐，紛紛在中國(guó)本土設(shè)立研發(fā)、制造、銷售和服務(wù)辦事機(jī)構(gòu)；國(guó)內(nèi)電信運(yùn)營(yíng)商成為全球資本市場(chǎng)注目的焦點(diǎn)，吸引了各國(guó)投資者，吸納了大量的國(guó)際資本。我國(guó)加入WTO已經(jīng)3年了，對(duì)外開放的市場(chǎng)越來越大，電信業(yè)開放的內(nèi)容逐漸增多。隨著外資的進(jìn)入，尤其是一些國(guó)外綜合實(shí)力強(qiáng)大的電信集團(tuán)進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng)，勢(shì)必將對(duì)我國(guó)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(shí)對(duì)

4、我國(guó)電信業(yè)的具體影響因素，以便于我們根據(jù)證實(shí)提出我們的政策建議， 我們查找了一些關(guān)于我國(guó)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(guó)電信業(yè)在國(guó)際上各項(xiàng)有關(guān)電信業(yè)發(fā)展指標(biāo)的排名。對(duì)組成市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)的21個(gè)指標(biāo)進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，得出2003年各國(guó)電信業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合排名。我國(guó)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力排名第二，僅次于美國(guó)。以網(wǎng)絡(luò)容量和用戶規(guī)模而言，中國(guó)已經(jīng)成為世界最大的電信運(yùn)營(yíng)市場(chǎng)，增長(zhǎng)潛力和發(fā)展空間同樣巨大。2003年內(nèi)，全國(guó)電話用戶總數(shù)突破5億戶，移動(dòng)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(dòng)互聯(lián)用戶）超過8000萬戶，居世界第二位。所以我們決定選擇對(duì)我國(guó)電信影

5、響最大的固定電話用戶數(shù)，移動(dòng)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(guó)電信網(wǎng)絡(luò)建設(shè)飛速發(fā)展的同時(shí)，數(shù)據(jù)通信業(yè)務(wù)也取得了長(zhǎng)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(zhǎng)，從1994年僅有2000戶發(fā)展到目前已超過8000萬戶。互聯(lián)網(wǎng)業(yè)務(wù)現(xiàn)已經(jīng)成為中國(guó)電信集團(tuán)業(yè)務(wù)的重要組成部分。我國(guó)電話普及率雖然在國(guó)際上相比是我國(guó)電信業(yè)的劣勢(shì)，但我國(guó)國(guó)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(dāng)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：一一 相關(guān)數(shù)據(jù)搜集（注：此圖選自新浪網(wǎng)）年度

6、季度 電信業(yè)務(wù)固定電話用 移動(dòng)電話互聯(lián)網(wǎng)用電話普及率總量戶數(shù)用戶數(shù)戶數(shù)100(億元)（萬戶)（萬戶)(萬戶)(部/百人)19991Y518X19313.2X22703X390.2X411222875.19879.83383120.212063853.510349.63759.5147.812614866.110880.74323.8215.7126120001950.311783.15014.5353.8133021090.5127425928.7530.6147031192.413546.66505.7725.9147041260.614440.785269152010200111233.4

7、15473.810031.41020.1201021316.616437.111676.11246.9244031449.4717227130911402.4244041617.7817903.414481.21736.42590200211614.8918865161503753.1259021744.2319894.217616.93975.9302231833.7920700.119039.14504319941729.7921441.920661.649703374200311942.7122562.622149.14992337021822.862376123447.25323.53

8、77032190.725046.824997.45387.6398041928.6826330.526869.35365.74210200412226.3528108.129030.55458.5421022058.8729548.830528.35347474032433.4530692.332007.15232.94930（按1990年不變價(jià)計(jì)算）二二模型建立用折線圖把以上數(shù)據(jù)描述出，如下：400003000020000100000Y X1 X2X3 X4199920002001200220032004可以看出電信業(yè)務(wù)總量Y與各個(gè)解釋變量間存在較強(qiáng)的線形關(guān)系，因此我們用多元線性模型去擬合數(shù)

9、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)（萬戶） X2代表移動(dòng)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(jì)利用EVIEWS軟件對(duì)X1,X2,X3,X4四個(gè)變量組成的式子進(jìn)行擬合，得到如下結(jié)果：對(duì)X1 X2 X3 X4 一起擬合：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 10/22/04 Time: 23:50 Sample: 1999:1 2004:3Included observations: 23

10、VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-658.3109-0.2293010.8212150.9511X10.1278340.0792601.6128420.1242X2-0.077405-0.3934980.69860.030459X30.0703120.0638291.1015590.2852X4-0.273887-0.5918810.56130.162109R-squared0.946760Mean dependent1510.87var3Adjusted R-0.934928S.D. dependent514.525squaredv

11、ar5S.E. of regression131.2510Akaike info12.7817criterion6Sum squared310082.9Schwarz criterion13.0286resid1Log likelihood-F-statistic80.0222141.99027Durbin-Watson2.041264Prob(F-statistic)0.00000stat0得模型：Y=-150.9511+0.127834X1-0.030459X2+0.070312X3-0.162109X4（-0.229301）（1.612842）（-0.393498）（1.101559）（

12、-0.591881）可決系數(shù)R2=0.946760修正值為0.934928擬合圖形如下： 2500200015003002001000-100-200-3001999200020012002200320041000500ResidualActualFitted從圖中可以看出做出的模型效果不是非常理想，殘差的波動(dòng)較大，我們決定通過檢驗(yàn)，修正該模型。四.模型的檢驗(yàn)和修正1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)首先在經(jīng)濟(jì)意義上就通不過。X2和X4的系數(shù)都為負(fù)，表明隨著移動(dòng)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(jì)事實(shí)不符。2.統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)從回歸結(jié)果來看模型的擬合度較高（可決系數(shù)R2=0.946760），

13、F統(tǒng)計(jì)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(jì)值均不顯著（它們的t統(tǒng)計(jì)量的值的絕對(duì)值均小于2），說明這些變量對(duì)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(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)（1）多重共線性檢驗(yàn)檢驗(yàn):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(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn):X1X2X3X4X110.99716330.940051050.960736834763533455314X20.997163310.957830380.

14、970588134763701204836X30.94005100.957830310.9376858553348701299601X40.96073680.97058810.93768589155314048369601由上圖看出在我們選定的4個(gè)解釋變量間存在很嚴(yán)重的共線性，其中X1和X2相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.997163334763,x1和x4間的相關(guān)系數(shù)也達(dá)到了0.96073685，我們有必要對(duì)模型進(jìn)行修正。修正：采用逐步回歸法對(duì)其進(jìn)行修正。分別用OLS法逐一求Y對(duì)各解釋變量的回歸,發(fā)現(xiàn)X1與X2的擬合程度都相當(dāng)好，且從經(jīng)濟(jì)事實(shí)來看，這二者也是相當(dāng)重要的影響因素。因此X1與X2不能輕易取舍。所

15、以出于以經(jīng)濟(jì)意義為出發(fā)點(diǎn)，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(duì)X1的t值影響不大，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)t=5.180284，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(duì)X2的t值影響很大，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)t=1.68830 8，不顯著。因此變量X2引起了多重共線性，應(yīng)舍去。加入X4進(jìn)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: Y Method: Leas

16、t Squares Date: 10/23/04 Time: 00:11 Sample: 1999:1 2004:3Included observations: 23VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C225.5503141.5542 1.5933840.1268X10.0633940.012238 5.1802840.0000X30.0397610.035928 1.1066940.2816R-squared0.943493Mean dependent1510.87var3Adjusted R-0.937843S.D. dependen

17、t514.525squaredvar5S.E. of regression128.2781Akaike info12.6673criterion9Sum squared329105.6Schwarz criterion12.8154resid9Log likelihood-F-statistic166.970142.67496Durbin-Watson1.966409Prob(F-statistic)0.00000stat0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

18、.937843以X2為基本變量：加入X1，擬合優(yōu)度略有提高，但對(duì)X2的t值影響較大，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)t=0.335223， 不顯著。但出于固定電話用戶數(shù)X1和移動(dòng)電話數(shù)X2對(duì)電信有重要影響的經(jīng)濟(jì)事實(shí)，因此加入變量X2。再加入X3,擬合優(yōu)度僅略有提高,但對(duì)X2的t值影響也很大，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)t=0.883 526，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(fù)，不符合經(jīng)濟(jì)事實(shí)，應(yīng)舍去。加入X4進(jìn)行回歸的情況和X3相同，不顯著也不符合經(jīng)濟(jì)事實(shí)。因此也應(yīng)將變量X4刪去。將模型修改如下:新模型結(jié)果為：Y=C+C2X2+C1X1+UDependent Variable: Y Method: Le

19、ast Squares Date: 10/23/04 Time: 00:26 Sample: 1999:1 2004:3Included observations: 23 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C250.8056 464.0710 0.5404470.5949X20.0131000.039078 0.3352230.7409X10.0570850.056960 1.0021950.3282R-squared0.940368Mean dependent1510.87var3Adjusted R-0.934405S.D. depe

20、ndent514.525squaredvar5S.E. of regression131.7779Akaike info12.7212criterion2Sum squared347308.2Schwarz criterion12.8693resid3Log likelihood-F-statistic157.695143.29406Durbin-Watson1.802738Prob(F-statistic)0.00000stat0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

21、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(xiàng)，X3和模型中截距項(xiàng)，X1，X2的t值仍在2以下，模型效果還是不好。我們仔細(xì)考慮了我們?cè)谠O(shè)定模型上存在的問題，發(fā)現(xiàn)我們的數(shù)據(jù)樣本不大，而且由于我國(guó)電信發(fā)展在很大程度上都是靠國(guó)家強(qiáng)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(gè)變量，我們覺得可能因?yàn)檫@個(gè)問題造成了對(duì)我們?cè)O(shè)定模型的破壞。而出于X1， X2，X3對(duì)Y的影響的重要程度的經(jīng)濟(jì)事實(shí)考慮，X2代表的移動(dòng)電話用戶數(shù)對(duì)我國(guó)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)

22、實(shí)經(jīng)濟(jì)意義，所以我們選取模型作為最優(yōu)模型。進(jìn)行下一步對(duì)模型的自相關(guān)檢驗(yàn)和異方差檢驗(yàn)。（2）一階自相關(guān)檢驗(yàn)檢驗(yàn)：從模型設(shè)定來看，沒有違背D-W檢驗(yàn)的假設(shè)條件，因此可以用D-W檢驗(yàn)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谝浑A自相關(guān)。根據(jù)上表中估計(jì)的結(jié)果，由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(jì) 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(jìn)行修正。（3）異方差檢驗(yàn)檢驗(yàn)：我們的樣本不大，采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù),所以決定用ARCH檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睢?/p>

23、結(jié)果如下:（P=3）ARCH Test:F-statistic1.830946Probability0.182161Obs*R-squared5.111319Probability0.163825Test Equation:Dependent Variable: RESID2 Method: Least SquaresDate: 10/23/04 Time: 00:37 Sample(adjusted): 1999:4 2004:3Included observations: 20 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-

24、StatisticProb.C5857.1536422.7370.9119400.3753RESID2(-1)-0.1683060.217256-0.7746920.4498RESID2(-2)0.7800120.3717372.0982900.0521RESID2(-3)0.1549610.1934820.8009050.4349Adjusted R-0.115985S.D. dependent18641.8squaredvar5S.E. of17527.46Akaike info22.5577regressioncriterion8Sum squared4.92E+09Schwarz cr

25、iterion22.7569resid3Log likelihood-221.5778F-statistic1.830946Durbin-Watson2.409619Prob(F-statistic)0.18216stat1由于樣本較小，我們不進(jìn)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?，不必修正模型。(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(duì)模型的經(jīng)濟(jì)意義解釋及存在的問題由我們得出的最終模型:Y=250.8056+0.013100

26、X2+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(dòng)電話用戶每增加1萬戶， 將帶動(dòng)電信業(yè)務(wù)總量增加0.0131億元；（移動(dòng)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(dòng)電信業(yè)務(wù)總量增加0.057085億元。結(jié)合現(xiàn)階段我國(guó)電信業(yè)的情況來解釋：1一 固定電話用戶數(shù)對(duì)電信業(yè)務(wù)總量有很大影響。這于我國(guó)固定電話用戶數(shù)位居全球第一，是我國(guó)作為電信強(qiáng)國(guó)最強(qiáng)有力的指標(biāo)之一的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)符合的。但模型中固定電話用戶數(shù)（X1）這個(gè)解釋變量就系數(shù)來看它對(duì)電信業(yè)務(wù)量的影響比移動(dòng)電話用戶數(shù)（X2）的影響還大?？赡茉蛟谟谛§`通的發(fā)展。因?yàn)樾§`通業(yè)務(wù)屬于中國(guó)電信集團(tuán)，中國(guó)電信固定電話用戶已超

27、過3億戶，其中小靈通用戶達(dá)到了6000萬戶，作為固定電話的接入和補(bǔ)充，小靈通憑借其有限話費(fèi)、無限通話的優(yōu)勢(shì)搶占了移動(dòng)市場(chǎng)不少業(yè)務(wù)。尤其在市內(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(jì)意義也符合。2一 移動(dòng)電話用戶數(shù)對(duì)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(shí)代的到來，移動(dòng)通信主導(dǎo)技術(shù)和業(yè)務(wù)市場(chǎng)。（1）2003年11月，我國(guó)移動(dòng)電話用戶數(shù)首次超過固定電話用戶數(shù)，達(dá)到2.56億戶，這個(gè)數(shù)字也是全球各國(guó)移動(dòng)電話用戶數(shù)中最高的。(2)短信的業(yè)務(wù)量也是相當(dāng)驚人的，去年一年短信量達(dá)到2200萬億條我們?cè)诨ヂ?lián)網(wǎng)查到的相關(guān)資料表明，光是2003年春節(jié)期間我國(guó)移動(dòng)和聯(lián)通兩家通信企業(yè)的短信息收發(fā)量高達(dá)250萬億條。3雖然在模型中我們放棄了互聯(lián)網(wǎng)這個(gè)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(dǎo)業(yè)務(wù)?；ヂ?lián)網(wǎng)用戶對(duì)電信業(yè)業(yè)務(wù)量影響的顯著性將會(huì)越來越大。互聯(lián)網(wǎng)近來飛速發(fā)展，隨著數(shù)據(jù)市場(chǎng)進(jìn)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。4一電話普及率對(duì)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(jìn)一步資料分析。尤其是我國(guó)政府前幾年的“村村通”計(jì)劃，使農(nóng)村大