经济增长中国宽带

43数量经济研究TheJournalofQuantitativeEconomics第5卷第2辑VoL.
5.
No.
12014年9月September2014宽带对中国经济增长影响的实证分析韩宝国朱平芳(上海社会科学院数量经济研究中心,上海,200025)内容提要:本文运用2000年至2011年中国宽带渗透省际面板数据,研究了宽带与中国经济增长之间的关系,发现宽带引入和渗透对中国经济增长起到了显著推动作用,2000年到2011年的数据表明,宽带渗透率每增长10%能带动人均GDP年增长率增加约0.
19%.
分析表明宽带渗透对经济增长的贡献存在一定的网络效应,当宽带渗透率达到约10%后,宽带渗透对人均GDP增长率的贡献弹性增加.
此外,宽带对中国经济增长的影响具有区域差异性,宽带对于东部、中部经济发展的推动作用显著,而对西部还不明显,可能的原因是西部信息化应用水平与东、中部地区还有较大差距.
截止2012年,中国宽带渗透水平以及宽带传输速率与发达国家还有明显差距,并有进一步加大的趋势,实施宽带中国战略具有现实紧迫性.
关键词:宽带经济增长网络效应区域差异Broadbandandeconomicgrowth:EvidencefromChinaAbstract:InthispaperweinvestigatehowbroadbandaffectseconomicgrowthinChina.
Weusepaneldatafromasampleof31Chineseprovinces(includingmunicipalities)throughoutthe2000to2011periodtoexaminetheimpactsthatbroadbanddevelopmentsmayhavehad.
Wefindthat10%increaseinbroadbandpenetrationraisedannualpercapitagrowthrateby~0.
19%,andtheevidenceofapositivecausallinkbecamemoresignificantwhenbroadbandpenetrationratereachedabove~10%.
Wealsofindthatthebroadband'scontributionstoeconomicgrowthinChina'seastandmidregionsaremoreevidentthaninthewestregion.
KeyWords:BroadbandEconomicGrowthNetworkEffectsRegionalDifferences引言经济增长一直是重要的研究领域,在当前全球经济增长放缓的大背景下,这个领域的研究受到更加广泛的关注.
上世纪六十年代至今,信息通信技术不断取得突破,集成电路的计算和信息传输处理能力不断增强,而价格持续下降.
信息通信技术的广泛应用被认为是发达国家全要素生产率得以持续增长的重要因素之一.
进入二十一世纪,计算终端与通信终端加快融合,基于视频的互联网应用迅速发展,无线移动通信从以语音为主向数据应用转变,这些应用的实现都要依靠高速的互联网骨干和接入网络,也就是我们所说的宽带.
作为重要的公共基础设施之一,信息基础设施经历几次重要发展阶段,从最早的电报,到电话,到二十世纪初的移动通信,到现在的宽带互联网,其对经济增长的影响关系,国内外都有跟踪研究.
近几年,在全球经济增长面临挑战的形势下,发达国家纷纷推出宽带战略,把建设高速互联44网作为提升国家核心竞争力的重要举措.
1999年,中国有了第一个家庭宽带用户,2000年以xDSL为主要接入方式的宽带开始商业化,至今,中国宽带发展已经经历了十几年时间,这为研究宽带对中国经济增长的影响提供了实证基础.
1文献回顾内生经济增长理论将以全社会知识积累为支撑的各领域创新作为经济增长的重要动力,而全社会知识积累又取决于信息的产生和有效传播.
速度更快、价格更低的宽带互联网服务降低了信息扩散成本,能够提高知识传播效率,有助于提高劳动力的受教育水平、加速新技术的导入进程,而高素质的劳动力和新技术的迅速导入是经济发展的重要条件,也是经济欠发达地区追赶发达地区的重要途径.
信息的分布式处理(decentralizedinformationprocessing)对经济增长具有重要作用,每一个经济个体使用已存在的信息来创造新的信息,通过信息处理过程,个体会把自己的经验和理解加进来,使原有的信息更加丰富、有价值,在这个信息价值倍增过程中,参与其中的每个经济个体都会受益,而宽带互联网使不同空间位置间的大规模数据交换成为可能,可以有力支撑信息的分布式处理.
在微观层面,宽带互联网使新的业务模式,新的企业间合作方式成为可能,从而有力推动竞争和创新,同样重要的是,宽带互联网能够增加市场透明度,从而促进市场竞争,达到提高经济效率的目的.
宽带的早期发展主要依托于电话及有线电视基础设施,电话等电信基础设施与经济增长关系的研究方法及结果具有直接借鉴意义.
Rller和Wave(2001)基于上世纪70年代至80年代21个OECD国家的数据,分析了以语音通信为主的电信基础设施与经济增长的关系.
他们通过建立联立方程模型把电信投资作了内生化处理,把电信基础设施微观层面的供求关系集成到宏观的总经济产出模型中,发现1971-1990年OECD国家1/3的经济增长可以直接或间接地归因于电信基础设施投资.
Datta(2004)使用22个OECD国家的面板数据,应用动态面板方法来修正单截面回归带来的变量遗漏偏差,研究表明电信基础设施与经济增长正相关,电信投资存在远期回报下降的趋势.
Koutroumpis(2009)采用联立方程法,将宽带基础设施的供求关系做内生化处理,对2002年到2007年22个OECD国家作了分析,结果表明宽带基础设施对经济增长有显著影响,而且数据表明宽带渗透存在网络效应,当宽带渗透率达到30%后,也就是接近一半的人口有宽带接入时,宽带对经济增长的推动作用变得更加显著.
Czernich(2011)使用25个OECD国家,1996-2007年的数据研究了宽带基础设施对经济增长的影响作用,研究表明宽带引入后OECD国家人均GDP平均提高了2.
7-3.
9%,宽带渗透率增加10个百分点,人均GDP年增长率增加0.
9-1.
5%,宽带渗透率达到10%后,宽带对OECD国家经济增长的影响有显著提高.
谢虹(2012)基于因子分析法,得出中国宽带发展对于经济增长的贡献率,当宽带发展水平提高1%时经济发展水平增长0.
41%.
何仲(2013)采用宽带投资联立方程法,运用中国2001年到2010年的整体数据,估算得出宽带渗透率每提高10%,将带动中国国民经济提升0.
424%.
上述实证分析工作在研究宽带对中国经济影响方面做了有益的尝试,但分析没有深入到省际层面,数据量相对偏少.
2模型和数据452.
1宽带对经济增长影响的分析框架宽带基础设施对经济增长的作用可概括为以下三个主要方面,一是宽带基础设施投资本身会对经济增长有直接贡献;二是宽带基础设施直接影响的信息消费对经济增长有贡献;三是宽带基础设施使信息的传输和再加工效率提高,激发全社会知识创新过程,从而支撑经济的内生增长.
我们在这里更为关心第三个具有通用技术特点的作用机制,因为其是经济增长的持续动力.
我们从包括物质资本、人力资本及劳动力等三个输入项的宏观生产函数出发分析问题,采用Mankiw(1992)的扩展的索罗经济增长模型分析架构,增长稳态由下式表达:(1)其中为第i个省际单位在第t个年份的人均生产总值(GDP),是各省际单位的全要素生产率,代表了各省际单位的总体技术水平,是以固定资产投资比率表征的物质资本形成倾向,是以劳动力平均受教育年数表征的劳动力人力资本积累,为劳动力增长率,为全要素生产率增长率,为折旧率,严格意义上是随时间变化的,但在经济增长实证研究中,为简化分析通常将其作为常量处理,一般将的值定为0.
05.
为了进一简化分析框架,本文采用与Czernich(2011)相同的处理方式,将用代替,这样式(1)简化为(2)下面,我们分别推导宽带引入和宽带渗透对经济增长影响的分析框架.
首先,宽带引入使大规模的信息分布式处理和知识的大范围扩散具备了可能性,我们有理由期待宽带引入会影响全要素生产率,进而影响经济增长,为确定这个影响的大小,我们引入下面一个简单的识别式(3)这里,为与各省际单位相关的随机变量,为时间影响因素,为表征宽带引入的虚拟变量,宽带引入后其值为1,将上式带入式(2)后,我们就得到分析宽带引入对经济增长影响的表达式(4)这里,表征的是宽带引入对人均GDP水平的一次性影响,是误差项.
在上面分析宽带引入作用时,考虑到宽带技术应用从无到有,我们推测其对人均GDP水平有一次永久性的提高作用,而宽带引入后宽带在整个经济社会中的持续渗透会进一步加速信息传输和增值过程,激发全社会知识创新活动,从而推动经济内生增长.
在经济增长相关研究中,一般假定反映经济总体技术水平的全要素生产率呈指数型增长,即,如前所述为全要素生产率增长率.
我们推测宽带导入后的持续渗透会对全要素生产率增长率有影响,即是变化的①.
根据设定,第i个省际单位t年份的全要素生产率平均增长率可表达为(5)模拟宽带渗透对知识创新过程的推动作用,我们假定①在式(1)总的宏观分析框架中,为了简化表达式,我们忽略了的变化对这一项的影响,而把的变化对经济增长的影响主要是通过这一项体现.
46(6)这里,是第i个省区第t年的宽带渗透率.
对式(2)作一阶差分,然后用式(6)替换一阶差分式中的项,我们得到(7)我们主要关心的是宽带渗透对经济增长的影响,为了控制其它因素引起的经济增长外生变化趋势,采用与(RllerandWave2001)和(Czernich2011)类似的处理方法,在回归方程中我们把从宽带引入时开始计算的时间T作为外生变化趋势控制变量.
考虑到宽带刚引入时的人均GDP水平对之后经济增长速度具有条件收敛影响,我们加入了宽带刚引入时的2000年省际人均GDP作为经济增长条件收敛控制变量.
的含义是人均GDP年增长率,为直观起见,我们将其记为.
最终,我们得到研究宽带渗透对经济增长影响的回归分析模型:(8)这里,是与各省际单位相关的随机变量,是宽带渗透对人均GDP年增长率的作用系数,为误差项.
上式所表达的经济意义是,经济增长达到平衡经济增长路径后,人均GDP的增长率等于全要素增长率,当宽带渗透率提高后,随着信息传输效率的提高,经济体的全要素生产率增长速度会提高,在其它因素不变的情况下,经济增长将向具有更高全要素增长率增长速度的新的平衡增长路径迈进,式(8)是我们分析宽带渗透对经济增长的主要回归方程.
2.
2中国省际数据在关于宽带的相关研究中,通常将上网下载速率大于256kbits/s的用户定义为宽带用户,宽带接入方式主要有依托电话线的xDSL,依托有线电视网络的cablemodem,以及光纤到楼或入户(FTTBorFTTH)等三种主要形式.
1999年,中国家庭宽带开始试商用,2000年开始正式推广,其主要接入形式是依托固定电话网络的xDSL接入方式,上网速率相对拨号上网的56kbits/s有了较大提高,ADSL理论上行(从用户到网络)速率可达640Kbits/s,其下行(从网络到用户)速率可达到8Mbits/s.
目前,宽带渗透率一般是用每100个居民拥有的宽带接入数来衡量,本文采用同样方式.
自2004年,中国通信年鉴开始全面公布各省区直辖市宽带接入数,数据来自通信主管部门,主要统计电信、联通等主要通信运营商的宽带业务发展情况,这里面包括企事业单位的宽带用户,其中大部分是中小企业,平均约占10%,中小企业创新活动活跃,对经济增长有重要影响,在宽带用户统计中我们应将这部分宽带用户包括进来.
除了基础运营商,宽带业务代理商也就是驻地网厂商也在开展宽带业务,但在通信年鉴中驻地网厂商的宽带业务数据统计不完全,为了保证各省区直辖市数据统计口径的一致性和完整性,本文统一采用中国通信年鉴中公布的宽带接入数作为计算宽带渗透率的基础数据.
各省区直辖市常住人口数来自于统计年鉴,宽带接入数除以各省区直辖市常住人口数得到省际宽带渗透率.
2000年,宽带业务开始正式商用,各区域宽带渗透率小于0.
1%,接近于0.
大部分省区2001年到2003年的宽带接入年度数据缺乏,观察部分2000年到2011年数据完整的单位,其初始阶段的宽带渗透率年变化趋势接近线性,本文对2001年到2003年47数据缺失的省区直辖市,通过把2000年到2004年数据线性平均的方式对缺失数据做了补足,以保证足够的样本量.
到2011年,中国平均宽带渗透率达到了11.
26%,在共31个省、区、直辖市中,排在前三位的是北京(25.
93%),上海(22.
61%)及浙江(19.
67%),排在后三位的是贵州(6.
18%),甘肃(5.
68%)和西藏(4.
19%).
2000年到2011年各省、区、直辖市劳动力数据根据中国人口和就业年鉴中的年度就业人数得到.
2000年到2011年人均GDP数据来自各省区直辖市统计年鉴,并根据价格平减指数换算为2000年人民币数值.
s为物质资本形成倾向,由固定资产投资比率表征,数据来自各省区直辖市统计年鉴.
h为劳动力的人力资本积累,用劳动力的平均受教育年限来表征,数据主要来自中国人口和就业年鉴.
如前文所述,中国各省、区、直辖市宽带正式商业化的时间都起于2000年,是本文计算宽带导入时间T的起始点,T的单位为年.
随着智能终端的普及以及相关信息服务的快速发展,2011年以来依托3G和无线局域网(WiFi)的无线宽带上网也迅速普及,本文的重点是通过较长的时间段来研究宽带渗透对经济增长的影响,为了保持研究对象的相对稳定性,本文分析的时间段主要是从依托电话网络发展起来的固定宽带业务正式商业化开始的2000年到2011年.
表1主要变量统计描述变量含义观测数均值方差最小值最大值y人均GDP(2000年人民币)3721601811662275966299GRTH人均GDP年平均增长率3410.
110.
020.
040.
21s固定资产投资比率3720.
480.
140.
060.
89n劳动力年增长率3720.
020.
03-0.
120.
19h劳动力平均受教育年限37210.
001.
364.
5214.
35B宽带渗透率3720.
050.
050.
000.
283结果和分析3.
1初步回归结果首先,我们分析宽带引入对经济增长的影响.
在对OECD国家的类似分析中把宽带渗透率达到约1%时作为标识宽带引入的阈值,我们采取接近的设定作为标识中国宽带引入的阈值,根据分析宽带引入对经济增长影响的式(4),设置省际单位虚拟变量以及年份虚拟变量,使用LSDV(leastsquaredummyvariable)方法进行了面板数据回归分析,包含和不包含其它控制变量的结果分别见表二列1和列2,人均GDP分别增加了2.
39%,2.
62%,在10%水平下统计结果显著.
为了进一步说明宽带引入的作用,作为对比,我们把临界点设置降低为0.
5%,结果见表二列3和列4,包含和不包含其它控制变量的结果分别为0.
48%和0.
59%,在10%水平下统计结果不显著.
省际单位及年份虚拟变量回归结果,由于篇幅原因没有列出,大部分省区、年份,在5%水平下统计显著.
需要指出的,尽管中国各省、区、直辖市宽带的正式推广基本都是从2000年开始的,但各区域达到1%的宽带渗透率的时间是有差异的,从分区域宽带渗透率年度平均值来看,东部地区是2002年达到,而中、西部地区是2004年.
48表2宽带引入对经济增长的影响因变量:log(人均GDP)模型1模型2模型3模型4log(固定资产投资比率)0.
2500.
249(7.
89)(6.
22)log(劳动力平均受教育年限)0.
1130.
117(0.
95)(0.
75)劳动力年增长率0.
1720.
195(0.
76)(0.
75)宽带引入虚拟变量(宽带渗透率≥1.
1%)0.
02390.
0262(1.
85)(2.
14)宽带引入虚拟变量(宽带渗透率≥0.
5%)0.
00480.
0059(0.
35)(0.
41)省际虚拟变量包含包含包含包含年份虚拟变量包含包含包含包含常数项8.
5208.
4798.
5098.
478(33.
10)(557.
94)(26.
34)(418.
29)拟合优度0.
990.
990.
990.
99观测样本数367372367372注1:通过自助法计算得到的系数估计值的Z统计量包括在括号中.
注2:*p中国宽带的发展主要是采用xDSL技术依托固定电话网络发展起来的,由于固定电话网络已经成熟,依托电话的宽带建设总体投资较少,这为宽带服务厂商快速拓展业务提供了有利条件,从市场结构上来看,中国电信行业固网业务具有较强的垄断性,电信运营单位可以暂时摆脱价格因素的约束超前推进宽带业务,综合这两个因素,我们判断中国的宽带供给是超过需求的,这个判断可以从中国宽带接入端口数远高于宽带接入用户数得到印证,根据中国统计年鉴2011年数据,全国宽带接入端口数是宽带接入用户数的1.
55倍,也就是说接近宽带用户总数一半的端口还没有利用,宽带的供给面远超于需求.
另一方面,本文分析的重点是宽带作为创新活动的信息传输基础设施对经济增长的持续支撑推动作用,宽带建设投入本身属于投资,对GDP有一定贡献,但其贡献是暂时的,不是本文分析的重点.
从这两方面分析,我们推测在本文的分析框架中宽带渗透内生性对回归结果的影响不显著.
因果关系问题分析结果见表四列1、列2,使用宽带渗透率滞后一期,二期的结果分别为0.
0121,0.
0043,滞后一期统计结果在1%水平下显著,滞后二期统计结果的检验P值有所降低,为28%,回归结果总体支持宽带渗透对经济增长的推动作用.
分别使用宽带渗透率滞后一期,二期作为工具变量的回归结果见表四列3、列4,我们采用内生性检验方法对结51果做了检验,原假设是宽带渗透率在本文的分析框架中是外生的,滞后一期、滞后二期的检验P值分别为89%,28%,检验结果明确支持宽带渗透率在本文分析框架中应该作为外生变量来处理,其内生性不显著,这与我们前面针对中国宽带市场结构的分析推测是一致的.
表4内生性问题分析结果人均GDP年平均增长率模型1模型2模型3模型4log(固定资产投资比率)0.
01070.
00230.
01110.
0024(0.
53)(0.
11)(0.
62)(0.
10)log(劳动力平均受教育年限)0.
00950.
01750.
01330.
0175(0.
71)(1.
34)(0.
79)(0.
28)(劳动力年增长率)0.
01050.
00600.
02400.
0107(0.
33)(0.
18)(0.
61)(0.
27)log(2000年人均GDP)0.
00350.
00190.
00430.
0027(2.
68)(1.
29)(3.
16)(0.
90)宽带引入时间0.
02630.
01940.
03070.
0236(3.
25)(2.
30)(3.
55)(1.
81)L1.
log(宽带渗透率)0.
0121(3.
34)L2.
log(宽带渗透率)0.
0043(1.
08)log(宽带渗透率)0.
01670.
0085(3.
13)(0.
61)常数项0.
4120.
3150.
4680.
368(4.
61)(3.
30)(4.
86)(2.
14)拟合优度观测样本数0.
11933030.
09562730.
12663030.
1124273注1:系数估计值的t统计量包括在括号中.
注2:*p中国宽带渗透的平均水平低于15%,为了保证一定的区间样本量,本文只把宽带渗透率分为高、低两个区间.
⑤东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省(市);中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省;西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个省(市、自治区).
53部地区比东部增加0.
0045,统计显著,西部比东部增加0.
0042,统计结果在10%水平下也不显著,这个结果说明从2000年到2011年,中部地区宽带对经济增长的平均贡献弹性要高于东部.
这个结果与我们关于网络效应的分析结果似乎有矛盾之处,中西部地区宽带的平均发展水平明显低于东部,但其贡献弹性却高于东部.
进一步分析,我们认为在所有面板单位回归系数假定不变的情况下,对平均宽带渗透率较低的分类大组,会呈现一个更高的回归系数,这是由模型设置本身导致的.
我国东、中、西部地区存在较大差异,中国区域信息化发展指数表明东部、中部地区的整体信息化应用水平明显高于西部,而且这种差距从2006年到2011年呈现先扩大后缩小再扩大的趋势,数字鸿沟指数从2006年的0.
5148到2011年已经增加到0.
7273,为了反映客观实际,我们需要进一步放松回归系数相同的假定⑥.
分别对每个省际单位分别进行回归分析,会大大降低样本量,不可行.
如果把全国样本分为东、中、西部三个区域独立进行回归分析,样本量相对可以接受,但会人为割裂东、中、西部组间扰动项可能存在的内在联系,大幅度降低数据信息的利用程度,影响分析准确性.
综合考虑,我们采用似不相关回归SUR(seeminglyunrelatedregression)方法,在统一框架下,把全国样本分成东、中、西部三个大组进行分析⑦,这样做的优点是,一方面既允许三个大组的回归系数和常数项不同,另一方面在扰动项部分又可以充分考虑三个大组的内在联系.
分析结果见表五,东部、中部、西部宽带渗透对经济增长的回归系数分别为0.
0221,0.
0219和0.
0069,其中东部、中部统计结果在1%水平下统计显著,而西部统计结果不显著.
我们采用BreuschandPaganLMtest检验了组间扰动项无同期相关的原假设,统计检验P值小于0.
1%,强烈拒绝了原假设,这表明组间扰动项存在客观联系,采用SUR方法比独立分组分析更有效率.
我们进一步检验了东部与西部,中部与西部宽带渗透率回归系数的差异性,在没有差异的原假设下,得到的P值分别为3.
7%,3.
4%,在5%显著性水平下,拒绝原假设,即东部、西部宽带对经济增长的贡献弹性与西部显著不同.
对东部与中部宽带对经济的贡献弹性,我们做了同样检验,P值为97.
6%,二者无显著差异.
尽管中西部宽带渗透率总体比较接近,但与中部地区相比宽带对西部地区经济的总体推动作用还不明显,一个合理的解释是,宽带作为一个基础设施,充分发挥其对经济发展的推动作用还取决于信息化应用的水平,而西部地区的总体信息化应用水平与东、中部地区有显著差距,使得宽带对经济增长的推动作用不显著.
东部宽带渗透率平均水平高于中部,但宽带对其经济发展的推动作用与中部接近,结合中国宽带发展实际,我们认为这里的分析结果揭示了一个重要的问题,东部发达地区宽带渗透速度领先全国,到2010年,北京、上海等直辖市的宽带渗透率已经接近饱和水平,但另一方面,到2011年即使是中国最发达省区的宽带速率与发达国家相比也有较大差距,宽带服务价格占国民收入的比例也高于发达国家,我们推测,宽带渗透对经济增长的推动作用在其达到较高渗透率后,如果整体宽带能级(包⑥我们做了变系数模型分析,分析结果强烈拒绝参数不变的假定.
⑦分析中,为了最大程度利用样本数据,平衡各组单位个数,把重庆、陕西从西部调整到中部,2010年重庆、陕西的信息化指数全国排名分别为第10位,第11位,把二者归于中部具有一定合理性.
分组做了调整后,中、西部大组包括10个单位,而东部为11个单位,受算法对数据平衡性要求的限制,东部大组多出的一个单位在计算中会被忽略掉,具体省份是河北,这个限制因素对结果没有显著影响,特作此说明.
54括速率、服务水平,价格等因素)没有显著提升,新的信息技术应用就会受到抑制,前期宽带渗透的红利也会逐步被耗尽.
这个推测可以从东、中部宽带渗透水平虽存在差异,但其对经济贡献平均弹性却较为接近的事实中得到部分验证.
表5区域差异性分析结果人均GDP年平均增长率东部中部西部log(固定资产投资比率)0.
02700.
00260.
0485(0.
94)(0.
11)(2.
74)log(劳动力平均受教育年限)0.
01920.
01630.
0031(0.
25)(0.
29)(0.
11)(劳动力年增长率)0.
07220.
08820.
0182(0.
84)(1.
12)(0.
33)宽带引入时间0.
00680.
00380.
0001(4.
54)(2.
16)(0.
06)log(宽带渗透率)0.
02210.
02190.
0069(4.
96)(4.
28)(1.
13)拟合优度0.
54540.
47780.
6465观测样本数102102102注1:系数估计值的t统计量包括在括号中.
注2:*p中国宽带渗透数据的分析表明,当宽带渗透率达到约10%后,宽带渗透对人均GDP年增长率的贡献弹性增加.
Matthews(1986)在讨论经济增长因素时,深刻地指出解释那些有较强外部性影响的因素的定量分析结果时,要非常谨慎,因为在分析中我们很难穷尽研究对象所影响的所有相关要素.
按照本文的分析框架,我们得到的宽带引入对经济增长的影响统计结果显著,绝对数值相对较大,尽管我们不能直接下结论完全是因为宽带引入提高了人均GDP2.
4%,但分析结果表明宽带引入对人均GDP的一次性提高作用是明确的,通过因果关系及内生性的讨论和定量分析,宽带渗透对经济增长的持续推动作用也是确定的.
宽带区域差异性分析表明,中国东部地区宽带渗透快于中西部地区,宽带对东中部地区经济发展的推动作用是显著的.
尽管西部宽带渗透水平与中部接近,但宽带对西部地区经济发展的推动作用还不显著,可能的原因是其整体的信息化应用水平距离中部、东部地区有较大差距.
2000年到2011年的数据分析肯定了宽带对中国经济发展的推动作用,但我们也要看到,到2012年末中国宽带的平均渗透率约为13%,远低于发达国家26%的宽带渗透率,近4成用户仍使用4Mbps以下接入速率,也远低于发达国家18Mbps的主流接入速率.
从这意义上,55中国还有很大的发展潜力,特别是西部地区,可以考虑实施宽带超前发展战略,把其作为缩小区域经济发展差距的一项重要战略,在推进宽带渗透的同时,大力推进信息化应用,只有宽带基础设施建设和信息化应用齐头并进,才能对经济增长有显著推动作用.
北京、上海等直辖市是中国宽带渗透率最高的地区,其宽带渗透在2010年已经接近饱和,2011年开始推进城市光网建设,旨在建设百兆入户的城市宽带接入网络,截止2013年,大规模的光网改造已经基本完成.
尽管现有数据还不足以支撑进行深入的计量分析,但从这两年一些需要高带宽传输的信息服务企业纷纷落户,基于视频的互联网应用迅速发展,可以进一步说明宽带对经济结构转型的重要意义.
中国的宽带发展,除了通过光纤到户提供百兆级的宽带接入服务外,互联网骨干网络的优化升级以及国际出口带宽的升级也具有现实的紧迫性,最近几年发达国家宽带建设加快,基于高带宽的视频应用、云计算等新的信息技术应用迅速普及,如果中国不能尽快提高宽带设施的整体能级,那么最新的信息技术应用就会受到抑制,不利于产业结构的转型升级和经济发展,实施宽带中国战略具有现实紧迫性.
本文研究的不足之处,一是最近两年随着移动互联网的迅速发展,3G、WIFI等无线宽带重要性凸显,为了保持分析对象的相对稳定性,本文的分析时间段集中在2000年到2011年的固定宽带领域,另外的考虑是,从应用的稳定性角度来看无线宽带还不能与固定宽带相比,固定宽带网络是WIFI等无线宽带的后台支撑;二是2011年至2013年,中国发达地区推进的城市光网建设意义重大,光纤入户、入楼涉及到大量投资,而且对宽带速率的提升是大幅度的,不同于依托电话网络发展的xDSL宽带渗透,由于时间段较短,也没有纳入分析.
下一步,随着数据积累增多,无线宽带、城市光网等都是很有意义的研究专题,能够帮助我们进一步理解宽带信息传输对经济增长的作用机制.
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