金 巍，李 陽

(1.吉林大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，長春130012;2.吉林財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，長春130117)

0 引言

隨著信息技術(shù)的快速發(fā)展，信息作為除資本、勞動以外的一種特殊的生產(chǎn)要素，其對經(jīng)濟發(fā)展的作用逐漸凸現(xiàn)出來。信息技術(shù)和電信產(chǎn)業(yè)的發(fā)展加快了全球化和世界經(jīng)濟發(fā)展的步伐。全球電信業(yè)都保持著高速發(fā)展態(tài)勢，中國電信業(yè)雖然起步較晚，但近幾十年來發(fā)展速度較快，電信服務(wù)收入以超過GDP的發(fā)展速度飛漲，用戶數(shù)年均增長率超過160%，截至2013年11月，中國電信用戶總數(shù)達到14.92億，規(guī)模居世界第一位。電信行業(yè)具有典型的規(guī)模經(jīng)濟特性，網(wǎng)絡(luò)型和外部性，投資規(guī)模越大，其產(chǎn)生的經(jīng)濟效益越高。電信投資對經(jīng)濟增長的促進作用主要體現(xiàn)在以下幾個方面:1)電信投資通過對交換器、電纜等產(chǎn)品的需求直接拉動經(jīng)濟增長;2)電信投資具有巨大的外溢效應(yīng)，電信投資改變了個人、企業(yè)和其他社會群體工作、購買行為和相互交往方式，提高了溝通效率，降低了交易成本，使其他部門的生產(chǎn)變得更容易實現(xiàn)，從而間接帶動經(jīng)濟增長。因而，各國都在不斷加大電信投資力度，中國電信投資2005年達到2 097億元的投資規(guī)模，2008年突破3 000億元，2012年達到3 614億元，年均增長達到14.6%。中國電信業(yè)發(fā)展速度如此之快，電信業(yè)對國民經(jīng)濟增長的作用多大，巨額的電信投資與國民經(jīng)濟體系是否協(xié)調(diào)，這些問題需要進行深入分析探討。

國內(nèi)外學(xué)者運用不同方法從不同側(cè)面探討了電信投資對經(jīng)濟增長的影響，得出的結(jié)論不盡相同。Aschauer［1］將電信投資作為公共基礎(chǔ)投資，通過采用時間序列數(shù)據(jù)分析了電信投資對美國全要素生產(chǎn)率的貢獻，發(fā)現(xiàn)電信投資對全要素生產(chǎn)率具有非常大的貢獻;Madden等［2］利用部分中東歐國家1991～1994年的面板數(shù)據(jù)，分析電信投資、電信密度與經(jīng)濟實際增長率的關(guān)系，結(jié)果表明，電信投資、電信密度是促進經(jīng)濟增長的重要因素;魏后凱［3］將電信業(yè)放在區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施的范疇中考慮，選取電話普及率、萬人互聯(lián)網(wǎng)用戶、萬人郵電局?jǐn)?shù)三項指標(biāo)代表電信業(yè)，通過建立區(qū)域制造業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施的對數(shù)回歸模型，得到電信業(yè)所屬的經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域制造業(yè)的影響遠大于其他基礎(chǔ)設(shè)施;Grossman等［4］選取了45個發(fā)展中國家和15個發(fā)達國家的樣本進行研究。研究表明，如果對發(fā)展中國家和發(fā)達國家進行分組，電信普及率對GDP貢獻不顯著，但如果把發(fā)展中國家和發(fā)達國家放在一起進行模型分析，則電信普及率對GDP有顯著影響;Balmaseda［5］指出在計量分析中提出固定效應(yīng)后，電信投資對經(jīng)濟增長的貢獻趨近于零。魯春從等［6］通過采用菲德模型對電信業(yè)與國民經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)聯(lián)性進行了研究，得出兩者具有相互影響和相互促進的關(guān)系。不同的學(xué)者關(guān)于電信投資對經(jīng)濟增長貢獻的實證分析存在很大分歧的關(guān)鍵原因在于計量模型的應(yīng)用和計量方法的選擇不同。電信投資和經(jīng)濟增長并不是簡單的因果關(guān)系，電信業(yè)與國民經(jīng)濟存在雙向互動的耦合關(guān)系。從需求角度看，國民經(jīng)濟的增長會使居民消費結(jié)構(gòu)升級，提高通信消費需求，從而帶動電信普及率提升和電信投資增加，促進電信業(yè)發(fā)展。從供給角度看，消費需求增加帶來的電信投資的增加，電信生產(chǎn)規(guī)模的擴大，一方面電信業(yè)增加值直接拉動國民經(jīng)濟的增長;另一方面電信業(yè)大發(fā)展會提高國民經(jīng)濟其他部門的生產(chǎn)和管理效率，間接促進經(jīng)濟增長。電信投資和經(jīng)濟增長的這種關(guān)系會帶來計量分析中偽相關(guān)和雙向因果關(guān)系的問題。大多數(shù)學(xué)者通過單方程回歸分析顯然無法克服這兩個問題，從而造成估計結(jié)果的不準(zhǔn)確。Roller等［7］的研究解決了以上問題，他們采取結(jié)構(gòu)模型的方法，將電信投資放在內(nèi)生的框架考慮，通過微觀的供求均衡決定電信投資，同時與宏觀生產(chǎn)函數(shù)結(jié)合，建立系統(tǒng)結(jié)構(gòu)方程，估計電信投資對經(jīng)濟增長的貢獻率，以此控制雙向因果關(guān)系的影響。此外，他們采用面板數(shù)據(jù)來控制固定效應(yīng)的影響。Roller和Waverman的研究方法得到廣泛認(rèn)可，筆者以他們開創(chuàng)的方法作為構(gòu)建模型的基礎(chǔ)。但是中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在較大差異，電信投資對區(qū)域經(jīng)濟的影響也存在差異，因此，筆者借鑒文獻［7］模型框架的構(gòu)建思想，并結(jié)合中國國情進行了創(chuàng)新。

1 計量經(jīng)濟模型及數(shù)據(jù)、變量的選取

1.1 理論模型設(shè)定

模型采用文獻［7］的模型框架的構(gòu)建思想。該模型包括:產(chǎn)出方程、需求方程、投資方程和供求平衡約束方程。并采用面板數(shù)據(jù)消除固定效應(yīng)造成的影響。系統(tǒng)建構(gòu)方程組設(shè)置如下。

1)產(chǎn)出方程

其中 GGDPi，t表示產(chǎn)出，Ki，t表示資本要素(除去電信投資)，Li，t表示勞動要素，TTELECOMi，t表示電信投資要素，t表示時間，i代表不同的省市。該產(chǎn)出方程對新古典生產(chǎn)函數(shù)進行擴展，增加了電信服務(wù)變量，并引進時間趨勢。

2)電信服務(wù)需求方程

電信投資需求是電信價格水平(TTELPi，t)和人均收入(GGDPi，t/PPOPi，t)的函數(shù)。

3)電信投資供給方程

電信投資的供給(TTTIi，t)主要有電信服務(wù)的價格水平?jīng)Q定，電信服務(wù)價格越高，電信投資的收益越大，電信投資水平會隨之增加。另外，除了價格水平外，電信投資也會受到地理面積等其他因素的影響，用 Zi，t表示。

4)電信供求平衡方程

該方程把電信投資的供給和需求聯(lián)系起來，同時構(gòu)建了電信投資存量(普及率)和增量之間的轉(zhuǎn)化關(guān)系。通過式(2)～式(4)把電信投資內(nèi)生化，解決了電信投資和經(jīng)濟增長雙向因果關(guān)系問題。

1.2 計量模型設(shè)定

在上述理論模型的基礎(chǔ)上，進一步構(gòu)建實證模型，模型結(jié)構(gòu)方程的設(shè)置滿足方程組可識別的秩條件和階條件。具體形式如下。

1)產(chǎn)出方程

實證分析的產(chǎn)出方程中，PPENi，t是電信普及率，表示電信需求。由于基礎(chǔ)設(shè)施投資主要由政府決定，市場作用很小，而且基礎(chǔ)投資越大，與普及水平的正向聯(lián)系越明顯，因此，用電信普及水平代表電信投資。被解釋變量是實際GGDP，解釋變量是資本、勞動、電信普及率及時間趨勢。由于控制了固定效應(yīng)，即控制了資本和勞動的影響，就可考察電信普及率對全要素生產(chǎn)率的影響。對式(5)移項可得

式(6)'左邊部分代表全要素生產(chǎn)率，通過該方程可以估計電信普及率對全要素生產(chǎn)率的影響。

2)電信投資需求方程

式(7)中被解釋變量是電信普及率，解釋變量是各地區(qū)實際人均GDP和電信服務(wù)價格。

3)電信投資供給方程

電信供給方程中被解釋變量是電信投資，解釋變量是各地區(qū)的地理面積和電信服務(wù)價格。

4)供求平衡方程

該方程中被解釋變量是電信普及率的增量，解釋變量是電信投資和地理面積。

1.3 變量及數(shù)據(jù)說明

筆者采用的數(shù)據(jù)由收集2005～2011年中國31個省、自治區(qū)、直轄市的電信業(yè)發(fā)展水平和經(jīng)濟發(fā)展水平的數(shù)據(jù)組成。

主要變量包括:國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，通過GDP平減指數(shù)進行價格調(diào)整換算出以2005年不變價格為基礎(chǔ)的實際GDP;勞動者人數(shù)采用各地區(qū)就業(yè)人數(shù);資本存量的估算采用Goldsmith提出的永續(xù)盤存法，參照張軍等［8］對中國各省物質(zhì)資本存量的估算方法獲得;電信投資用投資價格指數(shù)進行調(diào)整，換算成以2005年為基期的投資量;電信普及率為每百人擁有的電話數(shù);電信服務(wù)收入運用CPI進行平減消除價格因素影響;電信價格水平?jīng)]有具體統(tǒng)計數(shù)據(jù)，難以直接衡量，筆者參照孫巍等［9］關(guān)于電信價格指數(shù)的構(gòu)建方法，用固定費用、語音通話各業(yè)務(wù)通話量分?jǐn)偟氖杖攵攘侩娦艠I(yè)務(wù)的相對價格水平，再通過加權(quán)得到電信綜合價格指數(shù)衡量電信服務(wù)的價格。

2 實證分析

筆者采用的面板數(shù)據(jù)時間跨度較短，時間維度遠小于橫截面維度時，單位根過程的影響很小，而且又對數(shù)據(jù)進行了對數(shù)變換，因而基本上可不用考慮時間序列的單位根問題。另外，在使用面板數(shù)據(jù)模型時，模型設(shè)定需要進行兩方面的檢驗。第1個檢驗是通過構(gòu)建F統(tǒng)計量，檢驗?zāi)Ｐ托问竭x用混合模型還是變截距模型，第2個檢驗是通過Hausman設(shè)定性檢驗，以判定是固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。表1是模型設(shè)定檢驗結(jié)果。

表1中，F(xiàn)值括號中的1.46為顯著性水平為5%的F分布臨界值，可以看出，F(xiàn)統(tǒng)計量的值遠大于臨界值，說明模型應(yīng)采用變截距模型，與大多數(shù)學(xué)者設(shè)定的模型一致。H值括號中的0.082是對應(yīng)的P值，由檢驗結(jié)果可以得到，在10%的顯著性水平下，引入截面固定效應(yīng)是合適的。

表1 模型設(shè)定檢驗結(jié)果Tab.1 Model specification test results

經(jīng)過上述檢驗后，選擇變截距的截面固定效應(yīng)模型并利用廣義矩估計式(4)～式(8)進行回歸。由于不同省市間存在截面異方差，因而進行了截面加權(quán)(Cross－section Weights)，同時發(fā)現(xiàn)模型殘差只存在個體間的異方差，為了消除個體間的異方差性，采用Cross－section weights穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差得到系數(shù)t統(tǒng)計值。最終，用Eviews軟件對面板數(shù)據(jù)進行回歸得到的回歸結(jié)果如表2中模型1所示。

表2 電信投資與經(jīng)濟增長關(guān)系結(jié)構(gòu)模型估計Tab.2 Telecommunication investment and economic growth relationship structural model estimation

由表2中模型1的估計結(jié)果可以看出，回歸結(jié)果顯著性地通過了檢驗，F(xiàn)值較大，校正R2也達到了95%，模型回歸效果較好。

從式(5)看，電信普及率對經(jīng)濟增長有顯著的正效應(yīng)，其產(chǎn)出彈性為0.124，該估計值經(jīng)濟含義為電信普及率每上升10%，GDP將增加1.24%，由于控制了資本和勞動的影響，因而相當(dāng)于全要素生產(chǎn)率增長了1.24%。時間趨勢項對經(jīng)濟增長的影響為負，表明經(jīng)濟增長效應(yīng)主要有電信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、勞動力和固定資本決定。

從電信需求方程看，人均GDP的增長對電信需求的增長具有顯著的促進作用，彈性系數(shù)為0.058，即人均GDP每增加10%，電信需求平均增長0.58%，并且羅雨澤等［10］的研究比較可以看出，收入增加對電信需求的促進作用存在逐年加大趨勢。電信服務(wù)的價格水平對電信的需求有著負向影響，且彈性系數(shù)超過1，表明價格的下降會大幅度提高對電信服務(wù)的需求，這也正是近幾年電信價格戰(zhàn)愈演愈烈的原因。

從式(3)看，電信服務(wù)價格水平對電信投資供給有較大的正向促進作用，但這種影響正在弱化。地理面積對電信投資供給有著負向影響，這與Roller和Waverman的研究結(jié)論正好相反，原因在于中國仍為發(fā)展中國家，電信投資目前還是偏向于經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)，而西部地區(qū)雖然面積大，電信投資卻較少。

式(4)看，電信投資對電信普及率有顯著的正向影響，即電信投資的轉(zhuǎn)化率較高，電信投資每增加10%，電信普及率增加6.1%。

此外，中國存在區(qū)域差距較大的問題，東、中西三大地帶在經(jīng)濟增長和電信投資、電信普及率方面差距都十分明顯(見圖1～圖3)。

圖1 不同區(qū)域人均GDP及電信投資Fig.1 GDP per capita and telecommunication investment in different regions

圖1中條形圖代表各區(qū)域人均GDP，折線圖代表各區(qū)域歷年電信投資變化。可以看出，東部、中部、西部三大區(qū)域在人均國內(nèi)生產(chǎn)總值上存在較大差距，東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平遠高于中西部地區(qū)。在電信投資方面階梯差距也很大，東部地區(qū)電信投資超過中西部地區(qū)之和?？傮w來說，電信投資分布差異與中國當(dāng)前區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間分布差異基本一致。

圖2 不同區(qū)域固定電話普及率Fig.2 Different regions of the fixed telephone popularization rate

圖3 不同區(qū)域移動電話普及率Fig.3 Different regions of the mobile telephone popularization rate

電信普及率方面，圖2和圖3表明，3個區(qū)域都存在著固定電話普及率下降，移動電話普及率上升趨勢，且區(qū)位差異較大，東部地區(qū)電信普及率仍舊遠遠高于中西部地區(qū)，中西部地區(qū)電信普及率差距不大，且有進一步縮小的差距。

為消除區(qū)域差距帶來的估計結(jié)果誤差，明確區(qū)域電信投資與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，筆者在產(chǎn)出方程和供求平衡方程中引入地區(qū)虛擬變量，加入虛擬變量后式(5)和式(9)分別變?yōu)?/p>

對引入虛擬變量后的模型再次進行回歸得到結(jié)果如表3中的模型2所示。從回歸結(jié)果看，引入虛擬變量后模型的可決系數(shù)變大，達到97%，各變量均通過了顯著性檢驗。

從式(1)看，西部地區(qū)電信普及率的產(chǎn)出彈性最大，達到0.165，即西部地區(qū)的電信普及率增加1%，區(qū)域產(chǎn)出增加0.165%，東部地區(qū)電信普及率的產(chǎn)出彈性最低，僅為0.085，遠遠低于中西部地區(qū)。中部地區(qū)電信普及率的產(chǎn)出彈性位于西部和東部之間，其值為0.142。東部地區(qū)電信投資對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用較弱，這可能是由于一直偏向于東部發(fā)達地區(qū)的電信投資使該地區(qū)電信基礎(chǔ)設(shè)施較為完善，擴展電信投資對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用逐步接近極致。對于中西部地區(qū)，較高的產(chǎn)出彈性意味著通過電信投資在拉動區(qū)域經(jīng)濟增長方面有較大的潛力。長期以來，國家區(qū)域經(jīng)濟不平衡發(fā)展戰(zhàn)略使中西部地區(qū)電信投資遠低于東部地區(qū)，電信基礎(chǔ)設(shè)施有待進一步完善。因而，增加電信投資可進一步帶動中、西部經(jīng)濟發(fā)展。

在電信平衡方程中，東部地區(qū)電信投資轉(zhuǎn)化為電信普及率的效率最高，估計參數(shù)值為0.139，即電信投資每增加10%，電信普及率提高13.9%，西部地區(qū)的電信投資轉(zhuǎn)化為普及率的效率很低，轉(zhuǎn)化率僅為0.024，中部地區(qū)電信投資增加反而帶來電信普及率的下降。原因有:1)地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定電信業(yè)的發(fā)展與需求。電信投資轉(zhuǎn)化為電信普及率需要一定的經(jīng)濟條件，東部地區(qū)經(jīng)濟，商貿(mào)活動活躍，信息溝通頻繁，對基礎(chǔ)通信等信息化設(shè)施有較高的需求。而西部情況正好相反，地廣人稀，經(jīng)濟欠發(fā)達，對電信通信能力要求較低，圖1顯示地區(qū)人均GDP區(qū)位分布差異與電信投資分布區(qū)位差異相似。2)人口規(guī)模影響電信投資轉(zhuǎn)化率。東部地區(qū)人口流入比較頻繁，而且文化素質(zhì)較高，收入高，生活質(zhì)量高，對電信有更大需求，增加了此地區(qū)的電信需求增加的投資能夠促進普及率的提高。中部地區(qū)人口基數(shù)大，即使電信用戶絕對數(shù)量增加較多，其普及率提升水平也會較慢。

3 結(jié) 語

筆者利用中國31個省市2005～2011年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建和估計了電信投資與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的系統(tǒng)結(jié)構(gòu)方程，克服了電信行業(yè)投資貢獻估算面臨的偽相關(guān)和雙向因果關(guān)系問題，并就電信投資對中國整體及分區(qū)域的經(jīng)濟增長的貢獻進行了研究，得出下面的主要結(jié)論，并對這些結(jié)論進行必要的探討。

中國電信投資與國民經(jīng)濟增長具有雙向促進作用，電信普及率增加10%，國民經(jīng)濟增長1.24%，人均GDP增加10%，電信需求增加0.58%。電信投資存在較大的經(jīng)濟增長效應(yīng)。目前，電信行業(yè)發(fā)展迅速，新業(yè)務(wù)不斷產(chǎn)生，具有很大的發(fā)展?jié)撃埽瑧?yīng)該增加對電信行業(yè)的投資。

就分區(qū)域研究而言，中國電信投資及其貢獻存在明顯的區(qū)域非均衡。與人們直覺相反的是:經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)電信普及率的產(chǎn)出彈性低于西部地區(qū)，表明東部電信業(yè)與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展節(jié)奏失調(diào)。但東部電信投資轉(zhuǎn)化率較高，說明東部電信基礎(chǔ)設(shè)施的使用狀況已經(jīng)進入良性軌道。東部的電信已跨過擴急需增加投資、擴建基礎(chǔ)設(shè)施的階段，轉(zhuǎn)向多元化消費、提高利用水平的階段。對于東部，未來的電信投資應(yīng)當(dāng)適當(dāng)偏向于生產(chǎn)性電信服務(wù)的提供，加大電信技術(shù)升級與業(yè)務(wù)創(chuàng)新。

中部電信普及率對經(jīng)濟增長的作用高于東部地區(qū)，低于西部地區(qū)，對于中部而言，通過擴大基礎(chǔ)設(shè)施促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展仍有一定的運作空間。中部地區(qū)電信投資對電信普及率的提高具有負向影響，主要原因在于中部地區(qū)人口基數(shù)大，單位投資帶來用戶增加較多，但在普及率提升方面不僅沒有提升反而下降。這種特征表明中部地區(qū)正處于急需擴建基礎(chǔ)設(shè)施到提高利用水平的轉(zhuǎn)型階段。對于中部，一方面要進一步增加電信投資，另一方面更要注重提高電信基礎(chǔ)設(shè)施的利用水平。

西部地區(qū)電信普及率的經(jīng)濟增長效應(yīng)最大，電信投資對電信普及率具有正向影響，但這種影響很小。這些特征表明西部地區(qū)仍處于急需擴大電信基礎(chǔ)設(shè)施規(guī)模的階段，擴大對西部地區(qū)的電信基礎(chǔ)建設(shè)投資，提高電信通能力，力求通過電信業(yè)的發(fā)展促進區(qū)域經(jīng)濟較快發(fā)展。

筆者的研究可以提供一些比較重要的政策性啟示:1)建立普遍服務(wù)機制，實施優(yōu)惠政策，鼓勵電信運營商加大對西部的投資，尤其重視那些尚無任何電信網(wǎng)絡(luò)覆蓋的地區(qū)，優(yōu)先滿足企業(yè)用戶生產(chǎn)的通信需求;2)東部需要調(diào)整結(jié)構(gòu)，避免惡性競爭和重復(fù)建設(shè)，投資要注意挖掘和整合存量網(wǎng)絡(luò)價值，開發(fā)新型增值業(yè)務(wù)，提升服務(wù)素質(zhì)，在發(fā)揮電信服務(wù)信息網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)的同時，立足開發(fā)和滿足高端客戶的需求;3)中部地區(qū)具有人口基數(shù)大、收入水平不高的特點，這些因素導(dǎo)致了電信投資普及增長率不高，使用效率也較低，但是，普及率對經(jīng)濟增長或生產(chǎn)率提升仍發(fā)揮著顯著的作用，因此，充分挖掘電信投資價值的重心在于提升人民收入水平;如有可能，可以對貧困地區(qū)用戶進行適當(dāng)?shù)碾娦畔M補貼，通過有關(guān)措施提升電信消費。

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