２００８年第１０期 黑龙江对外经贸 Ｎｏ．１０，２００８ 总第１７２期 ＨＬＪ Ｆｏｒｅｉｇｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｌａｌｌｏｕｓ＆Ｔｒａｄｅ Ｓｅｒｉａｌ Ｎｏ．１７２ ［经贸论坛］ 对外贸易对就业影响 区域差异的实证分析 基于省级面板数据 杜萍 （西南财经大学国际商学院，四川成都６１００７４） ［摘要］利用我国１９９４～２００６年的省级面板数据，从全国和区域两个角度分析对外贸易对就业的影响。 证实对外贸易的发展对就业量的增加具有一定的促进作用。从区域来看，东、中、西部的外贸就业效应存在着 显著差异，其中出口的就业效应均为正，进口的就业效应在东、中部不显著，但在西部则显著为负并在实证分 析的基础上得出相关的结论和建议。 ・ ［关键词】面板数据；对外贸易；就业 ［中图分类号］Ｆ７５２ ［文献标识码］Ａ ［文章编号】１００２—２８８０（２００８）１０—００２１—０４ 一、引言 况，认为在２０００—２００５年期间，出口增长的速度超过就业 自改革开放以来，我国的对外贸易飞速发展，进出口 岗位，可以作为解释就业量增长的主要因素；第二类是采 总额由１９７８年的３５５亿元发展为２００７年的１６５４２８．５亿 用回归分析法，如俞会新，薛敬孝（２００２）通过回归分析，得 元，在世界贸易格局中由第３２位发展为稳居世界第３位。 出我国的出口导向率有利于促进工业就业增长而进口渗 其中２０Ｏ７年出口总额达到９２６９１．３亿元，位居世界第２ 透率的增加对工业就业影响不显著的结论。张小雪，陈 位，增速１９．４６％；进口总额达到７２７３７．９亿元，增速 万明（２００６）根据１７９８—２０Ｏ５年的时间序列数据建模，显示 １４．７７％（由于以人民币计价，故数值与美元计价的计算结 出口的增加会加剧失业，而进口增加有利于增加就业。 果有一定出入）。对外贸易为我国经济社会的全面发展 本文正是在这样的背景下，立足于从区域层面来考 做出了重要贡献，但与此同时，也带来了我国经济和社会 察我国对外贸易就业效应的大小和差异。 不可忽视的一个重要问题——失业问题，目前城镇登记 二、模型的设定及数据来源 失业人数由１７９８年的５３０万人发展为２Ｏ０７年的８３０万 借鉴Ｘｔａｏｌａｎ Ｆｕ和Ｖ．Ｎ．Ｂａｌａｓｕｂｒ￣ｎｙａｍ（２００５）的方 人，城镇登记失业率则从５．３％下降为４．Ｏ％。从表面上 法，首先假设一个柯布道格拉斯生产函数为： 看，城镇登记失业率有所下降，但城镇失业人口的统计只 Ｙｔ＝ ０＜ａ，ｂ＜１ （１） 是针对公开失业人口，并不涉及隐性失业人口。如果加 式中，Ｙ、Ｋ、Ｌ分别表示实际产出、资本投入量和劳动 入隐性失业人口的比重，我国的登记失业率远不止 投入量，Ａ表示除资本、劳动以外的其他因素，ａ、ｂ分别代 ４．Ｏ％。这给社会带来巨大的就业压力。对外贸易被称为 表资本和劳动的产出弹性系数。 拉动经济增长的三驾马车之一，为我国经济社会的全面 假定工资Ｗ和利率ｒ已知，且分别等于均衡的劳动与 发展做出了重要贡献，尤其是在我国加入世贸组织以后， 开放度进一步提高，与世界的联系更加密切，通过对外贸 资本的边际产出，将资本用劳动代替，并做对数变换，得 到 ．易的发展来解决就业问题不失为一项良策。 关于贸易与就业关系的理论研究最早可追溯到亚 １Ｉｌ厶＝ ＋ ｌｈａ（ＷｔＩｒ，）＋ ｈａｙ，＋ｅ。 （２） 当・斯密，他提出的“剩余产品出口”（Ｖｅｔｏ ｆｏｒ Ｓｕｒｐｌｕｓ）模型 开放经济条件下，修改方程引入贸易就变成： 体现了他对贸易带动经济增长的思想。而后，根据凯恩 １ｎ厶＝ ＋ ＩｎＷ。＋ ｈａＹ，＋岛ｈａＥＸ，＋ ｈａ／ｘ，＋ ０ Ｔ 斯的投资乘数原理，其后继者们将乘数理论与国际贸易 ＋ｅ。 （３） 相结合，提出出口好比投资，进口好比储蓄。马克洛普（Ｆ 其中 。Ｔ是时间趋势项，ｅ。是随机误差项。公式（３） ・Ｍａｅｈｈａｐ）￣ｌＪＴ＿Ｉ式提出了“外贸乘数理论”，认为一国的出 即为需要估计的关于就业的模型。 口对国民收入和就业具有倍增的乘数效应，而一国的进 本节主要采用面板数据模型进行估计，是因为运用 口则具有倍减效应。更多的是针对贸易就业效应的经验 面板数据可以控制不可观测的区域特征对就业的影响， 研究，一类采用要素含量法，如Ｆｅｅｕｓｔｒａ和Ｃｈａｎｇ Ｈｏｎｇ 使得估计出来的对外贸易对就业的影响更准确。通过本 （２００ｒ７）通过投入产出分析，研究了中国的出口和就业状 文的实证检验，发现的确存在区域不可观测特征对就业 一２１— 杜萍：对外贸易对就业影响区域差异的实证分析——基于省级面板数据 的影响，因此通常的截面或者时间序列数据方法估计出 来的结果都可能是有偏的，其结果应该受到质疑。根据 面板数据分析常用的三种方法，在（３）的基础上分别建立 同的，且具有不能解决内生性问题的缺点，同时未有效发 挥数据的面板优势。而固定影响模型和随机影响模型则 考虑到了不同地区之间的差异，区别在于前者假定这种 随机影响模型（ｒａｎｄｏｍ ｅｆｅｃｔ）、固定影响模型（ｆｉｘｅｄ ｅｆｆｅｃｔ） 差异是固定不变的，通过一系列的常数来衡量，后者则假 和混合数据普通最小二乘法（ｐｏｏｌｄｅ ＯｒＳ）。 三种方法的回归方程如下： 随机影响模型：Ｉｎ厶： ＋ ｌｒＩ ＋ ｌｎＥＸ，＋岛ｈ ＋ Ｉｎｗ ＋ ＋￡ （４） 固定影响模型：ｌｎｌ ＝ａ＋ ＩｎＥ＋ ＩｎＥＸ，＋岛ｌＩｌ ＋ Ｉｎｗ，＋ｃ ＋￡ （５） 混合数据ＯＬＳ：ｌｎｌ ＝口＋卢ＩｌｎＹ，＋ ｌｎＥＸ，＋８３ＩｎＩｘ， ＋ ｌｎｗ，＋￡ （６） 模型中变量下标ｉ代表不同的地区，ｔ代表不同的年 份。其中，ｕ 和ｃ分别表示其他没有观测到的地区因素 的影响，Ｕ 服从随机分布，Ｃ是只与地区相关的一个常数。 ￡ 为残差项。 本文选取１９９４—２００６年我国３０个省、市和自治区（其 中考虑到数据的连续性，将重庆和四川合并为川渝）的面 板数据作为样本数据。其中以各地区职工人数（单位：万 人）作为就业量的代表，为被解释变量。在解释变量的选 取上，以各地区用支出法计算的ＧＤＰ（单位：亿元）来衡量 实际产出，以各地区全部职工平均货币工资来衡量工资 水平（单位：元），以各地区的出口商品总值、进口商品总 值来衡量出口量和进口量，并根据各年度美元兑人民币 的年平均汇价将其调整为以人民币计价（单位：亿元）。 所有原始数据均来源于中经专网统计数据库。模型中所 用数据均是取自然对数得到，一方面是因为模型的初始 形式源于柯布道格拉斯函数，取对数便于将其线性化；另 一方面，也是更重要的原因在于对变量取对数能有效消 除异方差的影响，而不会改变变量之间的长期稳定关系。 故本文所得到的回归系数反映了解释变量的变化率所引 起的被解释变量的变化率，是弹性的概念。本文的分析 工具采用Ｅｖｉｅｗｓ５．１软件。 三、实证结果分析 １．整体回归结果 表１各变量描述统计 变量 观测值 均值 标准差 最小值最大值 就业人数 ３９ｏ ４０７．８６４ｌ ２４５．螂６ １４．５ １ｏ３１．３ 实际产出 ３９０ ３７８９．９０３ ３８５８．５８９ ４５．９９ ２６２０４．４７ 出口商品总值 ３９０ ｜５．５５ ２４４２．７４９ ０．８４ ２４０７０．８５ 进口商品总值 ３９ｏ ８４７．８４４４ ２ｌｌ２．２０５ ０．８３ ｌ７９５６．４８ 平均工资 ３９ｏ ｌｌ２３６．１５ ６６８５．５２３ ３３７５ ４１１８８ 表ｌ中描述的是各变量的原值，在估计模型中，使用 的是这些变量的对数值。由各变量的标准差值普遍偏 大，可见各地区之间的差异比较大。其中，平均工资是各 省市差别最大的变量。 对全国各地整体数据进行回归的结果如表２所示，在 这里给出了在三种模型假设下的回归结果。混合回归模 型假定所有地区都是同质的，不考虑各地之间的差异性， 其特点是无论对任何个体和截面，回归系数ａ和８都是相 一２２一 定差异服从某一随机分布，通过随机变量来衡量。因此， 我们必须首先判断模型的具体形式。本文主要依据 Ｅｖｉｅｗｓ５．１提供的Ｒｅｄｕｎｄａｎｔ Ｆｉｘｄｅ Ｅｆｆｅｅｔｓ Ｔｅｓｔｓ，其原假设 为：模型中不同个体的截距相同（真实模型为混合回归模 型）；备择假设为：模型中不同个体的截距项 不同（真实 模型为个体固定效应回归模型）和Ｈａｕｓｅｍａｎ检验，其原假 设为：个体效应与回归变量无关（个体随机效应回归模 型）；备择假设为：个体效应与回归变量相关（个体固定效 应回归模型）来确定模型的形式。参看表１的回归结果， 根据ＲｅｄｕｎｄａｎｔＦｉｘｅｄＥｆｆｅｃｔｓＴｅｓｓｔ，Ｆ统计量值为６７．９２２００８， 对应的概率Ｐ值为０．００００，拒绝了模型为混合回归模型的 假设。再根据Ｈａｕｓｅｍａｎ检验，其统计量值为４０．０１８９７０， 相应的概率为０．００００，检验结果拒绝了随机影响模型原 假设，说明应该建立固定影响模型。 表２全国各省市回归结果表 二 解释变量 ＼ ： 随机影响模型 固定影响模型 混合回归模型 ０．６６２４５９… ０．４３ｚ７ｌ３… ０．８ｏＩ３６１＊＊ Ｕ （１９．２９２１６） （６ｓ．１５５４９）（３８．２１３１３） ０．０８１７１５… ０．０９７３０６… 一Ｏ．∞７０９２… Ｕ Ｄ【 （４．４ｌ５６４４） （４．９ｓ１．￣ｓ） （一３．ｏ￣ｒ３） 一０．位２６９２ 一０，∞５９ ＊＊＊０．ａ７鼯４０… （一１．９０４３５７） （一２．９ｏ６６８７） “．１９７５１７） 一Ｏ．９６ｌ７２８…一Ｏ＋７４２８２８… 一Ｏ．９６０１５５… Ｉ脚 （～３３．３１９１５） （一１３ ０１１∞） （一３９．７０１９１Ｉ） ＲｅｄｕｎｒａｎｔＦＥ检验 ６７．９２２∞８ Ｐｒ。ｂ（Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔ） ０．００００ Ｈａｍｅｍａｎ检验 ４０．０ｌ８ Ｏ ｈ曲（Ｈｍ ｍ叽） ０．００００ ０．７６８６９６ ０．９８９８４５ ０．９筻 样本组数 ３０ ３０ ｌ 样本总数 ３９０ ３ ３９０ 注：回归结果中没有表明常数项，＊、＊＊、＊＊＊分别表示 变量在１０％、５％、１％的显著性水平下显著，括号中数据为ｔ统计 量。 在模型确定为固定影响模型下，其可决系数Ｒ２的值 为Ｏ．９８９８４５，表明模型的整体拟合效果很好。从各个回归 系数来看，四个解释变量的回归系数均通过了１％的显著 性水平。回归结果显示，ＧＤＰ每增加一个百分点，就业量 将平均增加０．４３２７１３个百分点，表明经济增长对就业的 促进作用是很显著的，是推动就业增长的最主要因素，符 合经济意义。工资水平与就业量是负向变动关系，工资 水平每降低一个百分点，就业量将平均增加０．７４２８２８个 百分点。我们重点考察的是出口额与进口额的回归系 数，来判断对外贸易就业效应的大小。与理论分析相一 致，出口的就业效应显著为正，而进口的就业效应显著为 负。具体而言，出口额每增加一个百分点，就业量将平均 增加０．０９７３０６个百分点；而进口额每增加一个百分点，就 业量将平均降低０．０３５９７９个百分点。同时，出口对就业 的促进作甩大于进口的反向作用，表明净出口能够显著 促进就业的增加，效应值为０．０６１３２７。这与俞会新、薛敬 杜萍：对外贸易对就业影响区域差异的实证分析——基于省级面板数据 西部地区（０．０５７４４３）。这是针对弹性而言，如果从具体数 值看，以２００６年为例，东部地区出口额每增加１％即７１０ 亿元，就业人数将增加３０６４．７万人；中部地区出口额每增 孝（２００２），胡昭玲、刘旭（２００７）等的研究结论基本一致。 ２．区域回归结果 本文将我国３１个省、市、自治区划分为东部、中部、西 部三个地区。（我国共有３１个省、市、自治区，根据国发 《２０００》３３号文件，东部地区是指北京、天津、河北、辽宁、上 海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南１１个省市；中部地 区是指山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南 加１％即３５．２亿元，就业人数将增加３７４３．７万人。由此 可见，由于目前东部地区的出口总额占全国的比重约为 ９１．２％，其增长空间有限，东部地区的就业压力增大，我们 应该重视加大中部和西部地区的开放力度，有助于创造 更多的就业增长空间。从进口的角度看，东部模型的就 业影响为负、中部模型为正，但其系数均未通过统计意义 ８个省；西部地区是指重庆、四ＪｉＩ、贵州、云南、、陕西、 甘肃、青海、宁夏、、广西和内蒙古１２省、市、自治区。） 表３即是对这三大区域的回归结果。通过类似于整体回 的检验，则无法通过模型来判断进口对东部、中部地区就 归结果的处理方式，经过Ｒｅｄｕｎｄａｎｔ Ｆｉｘｅｄ Ｅｆｆｅｃｔｓ Ｔｅｓｔｓ和 业的影响。而进口与西部地区的就业呈显著的负相关， Ｈａｕｓｅｍａｎ检验的筛选，分别对东部、中部、西部地区建立 主要原因可能是因为西部地区主要是劳动密集型产业， 随机影响、固定影响模型。三个模型的可决系数均在 进口的资本技术产品可能会导致一些低效率的资本密集 表３东、中、西部回归结果表 固定影响模型 随机影响模型 东部地区 中部地区 西部地区 东部地区 中部地区 西部地区 Ｃ ９．７４８８… １０．３４３３… ７．３８８１… ９．５３４３… １Ｏ．３７８６… ８．１３９ｒ７… （４０．７０９０） （４６．２２１８） （４８． ） （４２．９１９１） （４５．１Ｏ０２） （５７．１２６６） ＬＮＧＤＰ １。０５４６… ０．４４３１… ０．Ｏ９ｒ７６ Ｏ，７６３９… ０．４７９１ 一 Ｏ．５９４２… （８．９９８３） （４．７８８１） （０．１６４９） （１１．３１７７） （５．６９２９） （１３．３５３２） Ｕ Ｘ ０．１１４４。 ０．１７３６… ０．０５７４４３… Ｏ．ｃｒ７ｌ６ ０．１７１８… ０．０１５５ （１．９０４１） （５．０９５８） （２．８９１３） （１．２３９４） （５．０７０４） （０．８ｏ１３） Ｕ Ｘ 一０．Ｏ１６６ ０．Ｏ１０９ 一０．０４４６… ０．Ｏ４２ｌ ０．０１４３４ 一０．０２７７… （一０．３２８７） （Ｏ．３６１４） （一４．５２７） （Ｏ．８９１８） （０．４８５０） （一２．８６４） 一１．４１４… 一０．９６７６… 一０．３２６５… 一１．１４２… 一１．００４４… 一０．７７２０… （一１２．３５４） （一１０．３６５） （一５．５９１） （一１８．１１９） （一１１．７６９） （一２０．７２１） Ｏ．９舳８９ ０．９５７３２７ ０．９９６４８８ Ｏ．７３Ｏ６１７ ０．８６５８５４ ０．７３２Ｏ４９ 样本组数 １１ ８ １１ １１ ８ １１ 样本总数 １４３ １ｏ４ ｌ４３ ｌ４３ １ｏ４ １４３ Ｉ－Ｉａｕｓｍａｎ检验 ２３．１６４６７５ １．２８３ｌ９Ｏ １ｏ５．５‘ｌ２９９ Ｐｒｏｂ ０．０ｏＯ１ Ｏ．８６４２ ０．ＯＯ０ｏ ＲｅｄｕｎｒａｎｔＦＥ 检验 ４３．７９６２９９ ３９．６２９９９９ １３５．６６１４７ Ｐｒｏｂ Ｏ．０Ｏ０ｏ ０．０Ｏ００ Ｏ．０００ｏ 注：＊、＊＊、＊＊＊分别表示变量在１０％、５％、１％的显著性水平下显著，括号中数据为ｔ统计量ｏ ０．８５以上，表明模型的整体拟合效果良好。从模型的经 型产业工人的失业，同时淘汰的劳动密集型产品也会带 济意义来考察，通过对回归系数的分析，可以发现不同区 来相关企业的大量失业。但综合来看，西部地区对外贸 域的就业效应存在着显著差异。经济增长对东部、中部 易净就业效应为０．０１２８９１，表明对外贸易对西部地区就业 地区的就业都具有显著的推动作用，但对西部地区的正 总体上具有促进作用，但其影响力还较小，西部地区的对 向影响不显著。这与各区域的经济发展水平是密切相关 外贸易每增长一个百分点，就业量将平均增加０．０１８２９１ 的，东部地区经济最为发达，其吸纳的就业人口也最多， 个百分点。 东部地区的ＧＤＰ每增长１％，将带动就业量平均增加１． 四、结论及建议 ０５４６％，而西部地区经济发展还比较落后，所以通过经济 根据以上的实证分析，本文可以得出以下结论： 增长所带动的就业增加还不够明显。三个地区工资水平 第一，从全国的整体回归来看，经济增长是推动就业 对就业的影响都显著为负，与经济增长相似，其就业效应 最显著的因素。与理论分析相一致，对外贸易对就业也 表现为对东部影响最大，中部第二，西部第三。 有显著的影响，其中出口的就业效应显著为正，而进口的 从出ＩＺｌ的角度来看，三者分别通过了１０％、５％、１％ 就业效应显著为负，对外贸易总体能够促进就业的增加。 的显著性水平，且系数均为正，表明出口的扩大能够显著 第二，分区域来看，三大地区的对外贸易就业效应存在着 促进各地区就业的增加。出口对东部、中部地区的促进 显著的区别。出口对东、中、西部的就业都具有促进作 作用都高于全国水平（０．０９７３０６），其中中部地区的就业效 用，其中东、中部的就业效应都超过了全国平均水平。进 应最大（Ｏ．１７１８１４），东部地区第－－（０．１１４４０），均明显大于 １３的就业效应在东、中部均不显著，无法通过模型来判断 一２３— 杜萍：对外贸易对就业影响区域差异的实证分析——基于省级面板数据 其影响力的大小，西部的就业效应则显著为负，但总体的 着重要意义。 就业效应为正。 三大区域外贸就业效应的差异与其贸易总量及结构 ［参考文献】 是密切相关的。东部地区的对外贸易长期占据绝对优势 【１］ｒｔｏｂｅｎ ｃ．Ｆｅｅｎｓｔｒａ， Ｈｏｎｇ．Ｃｈｉｎａ’ｓ Ｅｘｐｅｒｔｓ ａｎｄ 地位，从１９９７—２００７年间的比例均维持在９０％以上。以 Ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ．ＮＥＢＲＷｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ Ｎｏ．１３５５２． ２００７年为例，东部地区贸易总额１９９３３．１亿美元，约占全 【２］Ｘｉｌａａｎ Ｆｕ，Ｖ．Ｎ．Ｂａｌａｓｕｂｒａｍａｎｙａｍ．Ｅｘｐｅｒｔｓ，Ｆｏｒｅｉｇｎ 国的９１．７％，远远超过中、西部地区。这既给东部地区的 Ｄｉｒｃｅｔ Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ａｎｄ ｍＥｐｌｏｙｍｅｎｔ：Ｔｈｅ Ｃａｓｅ ｏｆ Ｃｌａｉｍ【Ｊ］． 就业带来了巨大的压力，又可以看出其增长空间已十分 Ｗｏｒｌｄ Ｅｃｏｎｏｍｙ，２００５（４）． 有限，仅仅依靠东部地区来吸收剩余劳动力，解决严重的 ［３］俞会新，薛敬孝．中国贸易自由化对工业就业的影 失业问题是不可能的。所以我们应该更加重视中、西部 响［Ｊ］．世界经济，２Ｏ０２（１Ｏ）． 的外贸发展，根据各自的优势和特点，发展优势产业，既 ［４］张小雪，陈万明．中国对外贸易与就业：协整和误 能缓解东部的压力，又能带动当地就业。同时，可以顺应 差修正模型的分析［力．浙江工商大学学报，２００６（６）． 目前东部地区加工贸易产业转型的趋势，发挥东部经济 ［５］胡昭玲，刘旭．中国工业品贸易的就业效应——基 的辐射作用，加快中、西部地区对相关产业的承接和发 于３２个行业面板数据的实证分析［Ｊ］．财贸经济，２００７（８）． 展，更多地参与到国际市场中。这也要求中西部地区加 ［６］张晓峒．Ｅｖｉｅｗｓ使用指南与案例［Ｍ］．北京：机械工 快产业结构的调整和升级，对于创造更多的就业机会有 业出版社。２００７． Ａｂ ａｃｔ：Ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｕｓｅｓ Ｃｈｉｎａ’ｓ １９９４ ｔｏ ２００６ ｐｒｏｖｉｎｃｉａｌ—ｌｅｖｅｌ ｐａｎｅｌ ｄａｔａ ｆｒｏｍ ｎａｔｉｏｎａｌ ａｎｄ ｒｅｇｉｏｎａｌ ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ ｔｏ ｓｔｕｄｙ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｎ ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ ｂｙｆｏｒｅｉｇｎｔｒａｄｅ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｏｆｆｏｒｅｉｇｎｔｒａｄｅ ｐｌａｙｓ ａ ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｔｒｏｌｅｉｎｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｔｈｅ ｅｍｐｌｏｙ— ｍｅｎｔ．Ｆｒｏｍ ａ ｒｅｇｉｏｎａｌ ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ，ｔｈｅ ｅｆｆｃｅｔｓ ｏｎ ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔｉｎ ｅａＢｔｅｍＣｈｉｎａ，ｃｅｎｔｒａｌＣｈｉｎａ ａｎｄｗｅｓｔｅｍＣｈｉａｎ ｓｈｏｗ ｄｉｆｅｒｅｎｃｅｓ．ｓｐｅ－ ｅｉｔｌｅａＵｙ，ｔｈｅ ｅｘｐｏｒｔｓ ａｌｌ ｈａｖｅ ａ ｓｔｒｏｎｇ ｐｏｓｉｉｔｖｅ ｅｆｅｃｔ ｏｎ ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ，ｗｈｉｌｅ ｔｈｅ ｆｅｅｃｔ ｏｆｉｍｐｅｒｔｓ ｏｎ ｍｅｐｌｏｙｍｅｎｔ ｓｈｏｗ ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｔｌｙ ｎｅｇａ－ ｌｉｖｅ ｉｎｗｅ，ｓｔｅｍＣｈｉａｎ ｂｕｔ ｎｏｔ ｓｌｇｎｉ￣ｅａｎｔｉｎ ｏｔｈｅｒｄｉｓｔｒａｃｔｓ．Ｆｉｎａｌｌｙ。ｔｈｉｓｐａｐｅｒｄｒａｗｓｔｈｅｒｅｌｅｖａｎｔ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎｓａｎｄ ｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓ Ｏｌｉｔｈｅ ｂＢ ｓ ｏｆ ｍｅｐｉｒｉｃａｌ ａｎａｌｙｓｉｓ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｐａｎｅｌ ｄａｔａ；ｆｏｒｅｉｇｎ ｔｒａｄｅ；ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ （责任编辑：梁宏伟） …・●…・●…・●…・●…・●…・●…・●・…●…・●…・●…・●…・●…ｔ●…・●… （上接第１２页） 通过建立专家咨询系统，开展网上专家咨询服务，解决农 ５．贯彻统筹城乡发展的基本方略，大力发展面向农村 民疑难问题。组织专家座谈，发布市场预测信息，有针对 的服务业 性地开展农业信息服务。同时要加快农业信息技术人才 围绕农业生产的产前、产中、产后服务，加快构建和 的培养，培训各类水平的农业信息技术人才。 完善以生产销售服务、科技服务、金融服务、教育服务和 体文系黑龙江省软科学攻关项目（项目编号 信息服务为主体的农村社会化服务体系。加大对农业产 Ｃ，Ｃ０２Ｄ２２３）、黑龙江省教育厅人文社科项目（９５４４００４４）、黑 业化的扶持力度，积极开展种子统供，重大病虫害统防统 龙江省研究生创新科研项目计划（项目编号ＹＪＳＣ２￣２００８— 治的生产性服务。健全农业技术推广、农产品检测与认 １７７叫）的阶段性成果］ 证等农业技术支持体系。发展各类流通中介组织，培育 一批大型涉农商贸企业集团，完善农副产品流通体系。 ［参考文献】 加强农村金融体系建设，充分发挥农村各类金融组织的 ［１］尹成杰．农业国际化竞争与提高我国农业国际竞 作用，发展多渠道、多形式的农业保险，增强对“三农”的 争力［Ｊ］．农业经济问题，２００Ｂ（１）． 金融服务。加强农村基础教育、职业教育和继续教育，培 ［２］王涛志．黑龙江省农业竞争力研究［Ｍ］．哈尔滨： 养新型农民，培训农民工。积极推进农村富余劳动力的 黑龙江人民出版社，２００５． 转移就业。 ［３］李增梅，李桃．发展绿色农业的路径选择一黑龙 ６．加快农业信息化建设的步伐 江省的实证分析［Ｊ］．区域经济，２００ｒ７（２） 在全面建成开通黑龙江农业信息网的基础上，应积 ［４］安筱鹏．中国农业信息化：思路与对策［Ｊ］．农村经 极开展网络延伸入村工程。通过光纤或电话线接人互联 济，９．００５（１１）． 网，并全部注册成为“一站通”用户。充分利用“三电合一” ［５］谭仲池．现代服务业研究［Ｍ］中国经济出版社， （电视、电脑、电话）科技下乡等形式，实现媒体联动，使网 ２００７． 络信息多渠道进村人户，努力提高农业信息服务效果。 （责任编辑：郭丽春） 一２４一
