我國通信與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證研究

我國通信與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證研究

1區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與信息零售業(yè)發(fā)展的關(guān)系鹽業(yè)的發(fā)展改變了人類的生產(chǎn)和生活方式。作為社會基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本支柱，鹽業(yè)已成為世界工業(yè)化國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動力。按照羅默(1986)和盧卡斯(1989)的“新經(jīng)濟(jì)增長理論”,經(jīng)濟(jì)增長并非外部力量推動的結(jié)果,而是經(jīng)濟(jì)體系內(nèi)部力量如內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步推動的結(jié)果,內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長的源泉是知識積累與技術(shù)進(jìn)步。信息通信業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用表現(xiàn)在兩個方面:一方面信息通信業(yè)的發(fā)展成為經(jīng)濟(jì)增長的直接動力;另一方面,信息化促進(jìn)了內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步,是經(jīng)濟(jì)增長的源泉?！靶陆?jīng)濟(jì)增長理論”同時認(rèn)為,內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步與一個經(jīng)濟(jì)體自身的制度、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、文化傳統(tǒng)、文化背景等密切相關(guān),因而內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步不是靠簡單地把先進(jìn)技術(shù)照抄照搬就能夠?qū)崿F(xiàn)的。我國工業(yè)和信息化部公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示,2009年信息通信業(yè)(包括通信運(yùn)營和電子制造業(yè))對我國GDP直接貢獻(xiàn)度為7個百分點(diǎn),其中電信業(yè)貢獻(xiàn)3個百分點(diǎn)。2009年我國電子信息產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全部工業(yè)的比重在10%左右,而同期我國通信業(yè)產(chǎn)值占信息產(chǎn)業(yè)比重高達(dá)30%以上。但同時我們看到,我國地域廣闊,東、中、西部省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展和信息通信業(yè)發(fā)展水平差異巨大。本文統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示,東部發(fā)達(dá)省份電信業(yè)務(wù)總量占全國接近60%的份額,而西部十個省份占比不足五分之一。東部發(fā)達(dá)省份憑借優(yōu)越的地理位置、良好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)以及對信息化發(fā)展高度重視,信息通信業(yè)廣泛應(yīng)用于電子政務(wù)、電子商務(wù)等領(lǐng)域。近年來,隨著傳統(tǒng)電信業(yè)務(wù)比重及電信綜合價格水平的持續(xù)下降,電信企業(yè)積極拓寬業(yè)務(wù)領(lǐng)域,推動業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型,同時憑借良好的產(chǎn)業(yè)環(huán)境和政府的大力支持,積極向傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)滲透,走信息通信業(yè)與工業(yè)融合的道路,而西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起點(diǎn)低,在信息資源開發(fā)與利用能力、信息化人才與人口素質(zhì)、地區(qū)對信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持狀況等方面都與東部地區(qū)存在很大差距。近年來在西部大開發(fā)戰(zhàn)略推動下,信息產(chǎn)業(yè)在西部地區(qū)逐漸受到重視,信息產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重及通信業(yè)增長率均高于全國平均水平(參圖1)。一種新技術(shù)在不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的應(yīng)用,受區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和產(chǎn)業(yè)環(huán)境的影響制約,研究通信業(yè)對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響差異,進(jìn)而通過區(qū)域政策扶持為信息通信業(yè)提供經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的動力至關(guān)重要。我國有關(guān)通信產(chǎn)業(yè)作用方面的研究取得了一些成果。楊培芳(2009)對現(xiàn)代通信業(yè)對社會、經(jīng)濟(jì)的作用進(jìn)行了歸納研究,指出通信業(yè)具有極強(qiáng)的網(wǎng)絡(luò)外部經(jīng)濟(jì)性,能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)的集約化發(fā)展和實(shí)現(xiàn)無人化柔性生產(chǎn);同時指出通信技術(shù)的運(yùn)用降低了企業(yè)運(yùn)營成本及能源消耗,對我國“兩化”融合與通信業(yè)發(fā)展中的問題進(jìn)行了分析。計(jì)量和實(shí)證研究文獻(xiàn)方面,王悅(2007)通過相關(guān)性分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)分析等,發(fā)現(xiàn)我國信息產(chǎn)業(yè)增加值與GDP總量之間有極強(qiáng)的相關(guān)性,信息產(chǎn)業(yè)增加值增長率是GDP增長率的格蘭杰成因;耕實(shí)(2001)構(gòu)建了信息化指數(shù)測度模型,運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法,研究了信息化指數(shù)與GDP指數(shù)之間的相關(guān)關(guān)系,分析了信息化因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響;俞立平(2009)基于向量自回歸模型對工業(yè)化與信息化的關(guān)系進(jìn)行了分析,結(jié)果表明信息化是工業(yè)化的格蘭杰原因,但工業(yè)化不是信息化的格蘭杰原因,信息化的發(fā)展能夠帶動工業(yè)化的發(fā)展。目前關(guān)于通信業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的計(jì)量實(shí)證研究文獻(xiàn)方面,李艷燕(2006)將國內(nèi)部門分為通信產(chǎn)業(yè)部門和非通信產(chǎn)業(yè)部門,并以這兩部門的生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)進(jìn)行計(jì)量分析,結(jié)果表明通信業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的綜合邊際產(chǎn)出貢獻(xiàn)度高?？傮w來講,目前有關(guān)我國通信業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究,大多是根據(jù)全國數(shù)據(jù)進(jìn)行簡單回歸,沒有充分考慮我國不同省份間的差異性,無法衡量出通信業(yè)對不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的影響差異。本文基于我國東、中、西部省份通信業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,比較通信業(yè)在我國不同區(qū)域的影響程度,力圖為區(qū)域信息產(chǎn)業(yè)政策的科學(xué)決策提供參考。2數(shù)據(jù)選擇和測量模型2.1通信業(yè)務(wù)總量指標(biāo)本文選取2003—2009年各省份的通信業(yè)務(wù)總量ywzl和經(jīng)濟(jì)增長gdp的相關(guān)指標(biāo),對通信產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行分析。通信業(yè)務(wù)總量的計(jì)算使用不變單價計(jì)算以剔除歷年價格變動的影響,該指標(biāo)適合用于對通信業(yè)(或企業(yè))產(chǎn)值進(jìn)行縱向變動比較。近年來由于電信企業(yè)競爭的加劇導(dǎo)致電信價格變動劇烈,電信業(yè)務(wù)總量數(shù)據(jù)與主營收入數(shù)據(jù)離異趨勢加大,因而本文選用通信業(yè)務(wù)總量指標(biāo)來衡量通信業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r;同時,為了消除異方差以及更方便考察二變量增長率變化的線性關(guān)系,取二者的自然對數(shù)作為分析變量,分別以lngdp和lnywzl表示。為進(jìn)一步分析通信業(yè)對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性影響,本文根據(jù)國家發(fā)改委的劃分標(biāo)準(zhǔn)將29個省市自治區(qū)分為東部、中部和西部三個區(qū)域。其中,東部地區(qū)包括11個省級行政區(qū),分別是:北京,天津,河北,遼寧,上海,江蘇,浙江,福建,山東,廣東,海南;中部地區(qū)包括8個省級行政區(qū),分別是:黑龍江,吉林,山西,安徽,江西,河南,湖北,湖南;西部地區(qū)包括10個省級行政區(qū),分別是:四川,貴州,云南,陜西,甘肅,青海,寧夏,新疆,廣西,內(nèi)蒙古,西藏。相關(guān)數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國通信年鑒》及各省的統(tǒng)計(jì)年鑒等。文中實(shí)證分析使用Eviews6.0軟件。2.2ywlr與gdp的相關(guān)及回歸模型設(shè)定我國中、東、西部地區(qū)近年通信業(yè)務(wù)總量均保持較快增長,尤其西部地區(qū)增長迅速。本文統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示2003—2009年以業(yè)務(wù)總量衡量的我國通信產(chǎn)業(yè)增長速度保持在15%至40%之間,東部地區(qū)平均年增長率達(dá)到24.1%,西部地區(qū)為29.4%。近年東部地區(qū)通信增長趨勢有所減緩,而西部地區(qū)2009年的業(yè)務(wù)總量仍保持了22.5%的快速增長(見圖1)。相關(guān)系數(shù)是用以反映變量之間相關(guān)關(guān)系密切程度的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。按照卡爾·皮爾遜設(shè)計(jì)的相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計(jì)指標(biāo),可以獲得ywzl與gdp的相關(guān)系數(shù)矩陣(見表1)。從中可以看出,二變量的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.997,說明我國通信產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展是高度相關(guān)的。進(jìn)一步從ywzl與gdp的散點(diǎn)圖(見圖2)中也可以直觀地看出,通信產(chǎn)業(yè)的業(yè)務(wù)總量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系密切,兩個指標(biāo)基本具有相同的變化和增長趨勢,可能有協(xié)整關(guān)系存在,需要進(jìn)一步運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析對二者關(guān)系進(jìn)行計(jì)量研究,揭示其內(nèi)在聯(lián)系。根據(jù)上述描述和分析,設(shè)定回歸模型如下:lngdpj,it=aj+βjlnywzlj,it+uj,it其中,j=1,2,3分別代表東部、中部和西部;i=1,2,…Nj;Nj分別代表東中西部包含地區(qū)個數(shù),N1=11,N2=8,N3=10;t表示時間期間;βj反映不同地區(qū)通信業(yè)對經(jīng)濟(jì)影響的差異。3確認(rèn)研究3.1面板單位根檢驗(yàn)及其協(xié)整檢驗(yàn)一些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)時間序列往往表現(xiàn)出共同的變化趨勢,而這些序列間本身不一定有直接的關(guān)聯(lián),這種情況被稱為虛假回歸或偽回歸(spuriousregression)。為了避免偽回歸,必須首先對各面板序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn),即常用的單位根檢驗(yàn)。如果單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)變量間是同階單整的,則接受變量之間可能有協(xié)整關(guān)系和存在長期均衡。協(xié)整的要求或前提是同階單整。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)方法通常分為相同根單位根檢驗(yàn)和不同根單位根檢驗(yàn)兩類。本文采用相同根單位根檢驗(yàn)LLC(Levin-Lin-Chu)檢驗(yàn)和不同根單位根檢驗(yàn)的Fisher-ADF檢驗(yàn)及Fisher-PP檢驗(yàn)。上述三個檢驗(yàn)原假設(shè)均為存在有效的單位根過程,如果在檢驗(yàn)中拒絕存在單位根的原假設(shè),則我們說此序列是平穩(wěn)的,反之則不平穩(wěn)。對各變量分別進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn)各變量的原值是不穩(wěn)定的。具體來看,Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗(yàn)表明所有變量原值均為不穩(wěn)定,LLC檢驗(yàn)表明除了東部和西部的lngdp變量在10%的顯著性水平下穩(wěn)定外,其余變量均為不穩(wěn)定,因而總體可以得到結(jié)論:所有變量的原值均不穩(wěn)定,而一階差分值的檢驗(yàn)顯示所有變量均至少在5%的顯著性水平下穩(wěn)定,說明所有變量的一階差分值均是穩(wěn)定的(見表2)。上述面板單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明,各地區(qū)的變量均為一階單整過程I(1),變量間可能存在協(xié)整關(guān)系,需要進(jìn)一步對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)方法可以分為兩類:一類是建立在Engle-Granger二步法檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn),具體方法主要有Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn);另一類是建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)。Pedroni(1999)以協(xié)整方程的回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造了7個趨于正態(tài)分布的統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)面板變量的協(xié)整關(guān)系。Kao(1999)、Kao和Chiang(2000)利用推廣的DF和ADF檢驗(yàn)提出了檢驗(yàn)面板協(xié)整的方法,Kao檢驗(yàn)與Pedroni檢驗(yàn)遵循相同的基本方法,但Kao檢驗(yàn)在第一階段將回歸方程設(shè)定為每一個截面?zhèn)€體有不同的截距項(xiàng)和相同的系數(shù)。本文采用Pedroni和Kao提出的方法對變量的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),檢驗(yàn)的原假設(shè)均為面板變量間不存在協(xié)整關(guān)系。Pedroni指出在小樣本條件下其中的PanelADF和GroupADF統(tǒng)計(jì)量較其他統(tǒng)計(jì)量有著更好的性質(zhì),考慮到本文數(shù)據(jù)的小樣本性質(zhì),在Pedroni檢驗(yàn)中只使用PanelADF和GroupADF統(tǒng)計(jì)量。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果(見表3),在有截距項(xiàng)條件下所有Kao檢驗(yàn)與Pedroni檢驗(yàn)的PanelADF和GroupADF統(tǒng)計(jì)量均至少在1%的顯著水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè),因而可以直接進(jìn)行回歸分析,不存在偽回歸。3.2hausman檢驗(yàn)在面板數(shù)據(jù)模型的選擇方法上,首先構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)決定選用混合模型還是固定效應(yīng)模型,進(jìn)而應(yīng)用Hausman檢驗(yàn)確定應(yīng)該建立隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。依據(jù)F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)及Hausman檢驗(yàn)結(jié)果,顯示本文方程適合使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸,結(jié)果如表4所示。4通信事業(yè)基礎(chǔ)條件對金融業(yè)的影響。據(jù)經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展情況,中、西部電實(shí)證分析結(jié)果顯示,我國東、中、西部地區(qū)城市的通信業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展增長率之間存在協(xié)整關(guān)系,通信業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展在三個區(qū)域均為顯著正相關(guān),但存在差異。東部省份通信業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用最大,增長率相關(guān)系數(shù)高達(dá)71.02%,西部省份次之,而中部地區(qū)促進(jìn)作用最小,比東部低約六個百分點(diǎn)。東部地區(qū)在經(jīng)歷了先前快速增長后,近年來憑借良好的產(chǎn)業(yè)環(huán)境和政策環(huán)境,大力發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系,推進(jìn)信息化與工業(yè)化融合的進(jìn)程,使信息化逐漸滲透到社會化工業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié),通信行業(yè)自身也在三網(wǎng)融合的大背景下積極創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)形態(tài),因而東部地區(qū)通信業(yè)對經(jīng)濟(jì)仍保持了較高的提升水平,這也得到了實(shí)證研究結(jié)果的驗(yàn)證。中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起點(diǎn)高于西部地區(qū),然而近年來由于受到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、信息化環(huán)境、人才素質(zhì)、政策支持等因素的制約,信息化進(jìn)程遇到發(fā)展瓶頸。西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展起點(diǎn)低,目前仍極大受益于信息通信業(yè)投資建設(shè)提供的基本服務(wù),通信業(yè)為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)帶來勞動生產(chǎn)率和資源利用率的提高。對于東部發(fā)達(dá)省份,除了自身的網(wǎng)絡(luò)技術(shù)、體系結(jié)構(gòu)和經(jīng)營方式的變革外,未來的通信信息業(yè)應(yīng)更密切關(guān)注