中国承接服务业外包的经济环境分析(2)

第二组，来表示信息技术产业规模的变量：息技术产业产值比重 (t和信息技术产业利润总额 (t用信 i d) i—rv分别在 1和 5的水平通过了显著性检验，两个变量均与服务外包规模呈显著正相关。 e ),%%这

第三组，来表示信息技术产业基础设施建设的变量：途光缆线路长度 (t )过了 5水平的显著性 用长 i通 b%检验，且与服务外包规模正相关。而每千人互联网用户数 (n en t则没有通过显著性检验。原因在于，并 itr e)每千

人互联网用户数更多反映了个人和家庭层面上信息技术产业的基础设施建设水平，服务业外包则是而企业和地区层面的经济行为，此其解释能力不显著。因

第四组，务企业生产效率 ( r )服务外包规模显著正相关， 5的水平通过了显著性检验；技术服 e与 a在%而劳动力的工资 (和规模 ( )没有通过显著性检验。原因在于，国技术劳动力的绝对工资和规模一直呈 w) 1均我增长态势，对于欧美国家技术劳动力的工资与规模仍有较大差距。实际值的增长和相对差距的存在，致 相导技术劳动力工资和规模的变化对服务外包规模的影响不显著。 三、国承接服务业外包的经济环境评价中 1中国承接服务业外包的动态环境评估。、

由第三部分的显著性检验得到：均 GDP、三产业占 GDP比重、务贸易进出口总额占 GD比重、人第服 P信息技术产业产值比重、息技术产业利润总额、途光缆线路长度、三产业增加值与第三产业就业人数之信长第比等七个变量分别在不同水平上通过了显著性检验。使用 S S 1 . P S 6 0软件，这七个具有显著影响的变量进对行主成分分析。由于不同指标一般有不同的量纲，要在分析之前先做标准化处理，使各指标具有可比需以性。根据特征值大于 1累计贡献率至少为 8%的原则，取前 1个主成分来代表中国承接服务业外包的经， 0提济环境。该主成分的特征值为 6 1 4,计方差贡献率为 8 5 (表 1。 .2累 7.%见 )表 1各主成分特征值、差贡献率及累计贡献率 方主成分l

特征值6.1 24

方差贡献率%87. 492

累计方差贡献率%87. 492

2 34

.3 7 8 .1 7 0.0l 6

1 5 8 0. 3 15 . 25.223

9 O3 8. 0 9 5 5 9. 599. 778

5 6 7

. 3 O1 . 0 0 3 2. 5 2 5E— 5—

. 8 1 0 . 41 0 . 00 0

9 9 9. 58 1 0. o 0 O 0 1 0. 0 0 O 0

该主成分的表达式为：Fl=0. 971 v g

p+0. 4 t agd 61 c i+0. 81 p n+0. 3 t+0. 8 t+0. 65￣e 9 oe 98 ib 98 id 9 i v+0. 8 f 9 4e f i

由上述主成分的表达式可以看出，与承接服务业外包的七个影响因素中，表信息技术产业发展水平 在代的变量 (t )因子载荷值最大，明该主成分中信息技术产业的发展对服务业外包的承接具有更好的推动 i的 d说

作用。而代表服务业发展水平的变量 ( t)因子载荷值相对较小，明该主成分中服务业发展程度对承接 ci其表外包的环境影响并不显著。然后，用因子值系数矩阵、变量的标准化值以及该主成分的因子贡献率，利各我们得到了 19 9 8—2 0 0 7年我国承接服务业外包经济环境的综合评价值 (表 2) 见。

表 2年

我国承接服务业外包经济环境的综合评价值得分排名10 9

份

l 998 1 999

— 1. 42— 1.1 5

2 o O 02001 2002 20O3 2004 2005 2 006 20O7

— 0. 4— 8一 O. 55一 O.1 7 0.1 0 O.55 0.83 1.13 1. 53

87 6 5 4 3 2 l

通过对比 19 9 8—2 0 0 7年我国承接服务业外包规模与经济环境综合评价值 (图 1,以发现，国承 如 )可我接服务业外包的经济环境呈现稳步改善的态势，间并未出现较大的起伏。与此同时，国承接服务业外包 期我

的规模在 20 0 2—2 0 0 4年和 2 0 0 5—2 0 0 7年分别经历了两次较为显著的增长态势，比之下，济环境改善的相经速度已经显著滞后于服务外包承接规模的增长。

2.0 o15 .o1o .o

O5 . 0 Oo o5 0一

1oo,-

15 .0~2. 0 o

—

I一经济环境评价得分一◆一我国承接服务业外包规模 (亿元 )=: :二========:二======:=======二：=:::…一…一一

;t

。::=’::。:一=’:。…===一==::::====:一一======::=:

===:=::==:===

图 l我国承接服务业外包规模与经济环境评价趋势图 ( 9 8—2 0 19 0 7)

2、济环境与承接服务业外包规模的因果关系检验。经

通过主成分分析，们得到 19我 9 8—2 0 0 7年中国承接服务业外包经济环境的评价得分。我们再运用 E iw 5 0进行变量的平稳性检验和 Grn e ve s . a gr因果关系检验，一步探寻经济环境改善是否是中国承接服务 进业外包规模增长的原因。

( )量的平稳性检验 1变

8 0

表 3各变量的平稳性检验

变

量

检验形式 ( T, C, K) ( T, ) C, 1( 0, C, 0)

ADF值 —2 9 . .4一4 0 .5

临界值—5 8 . 3半水术—3 3木水 .2

结

论

L o to rig n usu cn△ L o to rig n us ucn

非平稳平稳

e vrn n n io me t△ e vrn n n i me t o

( T, C, 0)( 0, C, 0)

一3 2 .1一4 2 .9

—5 5 . 2木木水—3 3枣木 .2

非平稳平稳

注：检验形式中，① c为常数项，为趋势项， t k为滞后阶数；滞后期 k的选择标准是以 A C值最小为准则； ,},② I③ 表示的显著性水平分别为 1%,%,%。 0 5 1

由以上的平稳性检验可见，济环境与服务外包承接规模在 1水平上均为非平稳变量，阶差分在经%一 5水平上为平稳变量。因此，以进一步探讨二者之间的格兰杰因果关系检验，探寻其因果关系。%可以( Grn e 2) a g r因果关系检验 表 4 Grn e a g r因果关系检验

原假设： H0LNOUTS OURCI NG o s n t Gr n e us d e o a g r Ca e ENVI RONM ENT ENVI RONM ENT do s n t Gr n e u e L e o a g r Ca s NOUTSOURCI NG

样本量9 9

F统计量2. 5 0 7. 8 6

P值0. O 2 0. O3{

注：,}, }

表示的显著性水平分别为 1%,%,%。 0 5 1

表 4的结果说明，济环境改善是

引起我国服务外包量增加的格兰杰原因。因此可以得出结论，国承 经中接服务业外包规模在近十年的迅速增长，其承接服务业外包经济环境的改善存在必然的内在关系。与四、论结

本文从理论和经验两方面检验了我国承接服务业外包的影响因素，测度了我国承接服务业外包的经并济环境。通过归纳总结有关服务业外包的文献，们得到了影响承接服务业外包的八个因素。通过承接服我

务业外包的规模与这些因素的显著性检验，们发现人均 GD服务业发展水平、务业开放程度、息技我 P、服信术产业产值比重、息技术产业利润总额、息技术产业基础设施建设水平以及服务企业生产效率等七个变信信量与因变量间存在显著相关。运用主成分分析方法，文提取了影响承接服务业外包的一个主成分，得到本并

了 19 9 8—2 0 0 7年我国承接服务业外包的经济环境综合评价值。该结果表明，国近十年来的承接服务业外我包的经济环境呈现稳步改善的态势。但是，0 4年以后，我国承接服务外包的规模相比，济环境的改善 20与经进程相对滞后。最后，们检验了服务业外包规模与经济环境评价得分之间的 Grn e我 a g r因果关系，果表明结经济环境改善是引起我国服务外包量增加的格兰杰原因。本文虽然对我国近十年承接服务业外包的经济环境进行了定量分析，囿于服务外包及其他相关数据获得性限制，主成分的提 …… 此处隐藏：2477字，全部文档内容请下载后查看。喜欢就下载吧 ……