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芻論金融危機(jī)下出口退稅政策有效性的評(píng)價(jià)_狀態(tài)空間模型
論文摘要:年全球爆發(fā)了嚴(yán)重的金融危機(jī),為了能有效應(yīng)對(duì)金融危機(jī),我國出臺(tái)了一系列的經(jīng)濟(jì)刺激政策,其中就包括出口退稅政策。自2008年7月以來,中國先后七次上調(diào)了部分商品的出口退稅率,然而其實(shí)際的效果如何,為此,筆者應(yīng)用計(jì)量方法進(jìn)行了實(shí)證分析,并得出金融危機(jī)下出口退稅政策作用是十分有限的。
論文關(guān)鍵詞:出口退稅,狀態(tài)空間模型
  一、前言
  出口退稅是對(duì)報(bào)關(guān)出口貨物退還國內(nèi)各生產(chǎn)環(huán)節(jié)和流轉(zhuǎn)環(huán)節(jié)按稅法繳納的增值稅和消費(fèi)稅或免征應(yīng)納稅額。出口退稅是為了實(shí)現(xiàn)出口貨物以不含稅價(jià)格進(jìn)入國際市場,避免對(duì)跨國流動(dòng)物品重復(fù)征稅,從而促進(jìn)該國家和地區(qū)的對(duì)外出口貿(mào)易。其目的在于鼓勵(lì)各國出口貨物的公平競爭,它是國際上通行的稅收和貿(mào)易慣例,是世界貿(mào)易組織允許的促進(jìn)出口措施,已為世界各國廣泛接受和普遍實(shí)施。另外出口退稅存在著完全退稅和不完全退稅的情況,對(duì)于不完全退稅而言,雖然這在一定程度上對(duì)出口產(chǎn)品的海外價(jià)格競爭力有一定負(fù)面影響,但這也為宏觀調(diào)控預(yù)留了調(diào)整空間,從而使得出口退稅政策不僅能夠促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展,也能平衡財(cái)政收支、影響匯率、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。
  2008年由美國次貸危機(jī)所引發(fā)的金融危機(jī)全面爆發(fā),為求自救,各國紛紛出臺(tái)了一系列積極的經(jīng)濟(jì)政策。對(duì)于中國來說,也是難以獨(dú)善其身,受到了一定的負(fù)面沖擊。最突出的表現(xiàn)為出口受到了較大的負(fù)面影響。為了擺脫出口困境,中國先后于2008年8月1日、11月1日、12月1日、2009年1月1日、2月1日、4月1日、6月1日共七次調(diào)高了部分產(chǎn)品的出口退稅率,如此密集地使用出口退稅政策實(shí)屬罕見,這也反映了學(xué)界對(duì)出口退稅政策理論作用的共識(shí)與體認(rèn),然而實(shí)際效果如何,尤其是在金融危機(jī)之下的效果,確實(shí)是令人期待。
  二、文獻(xiàn)綜述
  出口退稅作為影響進(jìn)出口貿(mào)易的一個(gè)重要手段,學(xué)者對(duì)其研究從未停止過,單就我國來講,針對(duì)我國出口退稅政策進(jìn)行研究的就有很多。如陳平、黃健梅(2003)運(yùn)用基于ECM模型的協(xié)整分析方法和面板數(shù)據(jù)分析方法,分析得出中國出口退稅政策對(duì)促進(jìn)中國的出口增長無論在長期還是在短期里均起著極其重要的作用。董皓、陳飛翔(2004)研究了出口退稅與出口之間的關(guān)系,并得出若出口退稅增長1%,將刺激該年度出口則增長0.453%。鄭桂環(huán)、史德信、汪壽陽(2004)研究發(fā)現(xiàn)出口退稅確實(shí)促進(jìn)了出口增長,出口退稅額對(duì)出口總額有正的彈性作用,但在不同的歷史時(shí)期,由于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化,出口退稅影響出口增長的力度和表現(xiàn)會(huì)有所差異。劉窮志(2005)對(duì)出口退稅對(duì)出口的激勵(lì)進(jìn)行了研究,提出了中國出口退稅對(duì)產(chǎn)出、就業(yè)、稅收收入以及出口等的激勵(lì)模型,并計(jì)量分析發(fā)現(xiàn),影響中國出口的長期因素是匯率、中國商品生產(chǎn)能力和中國商品在世界的相對(duì)價(jià)格,而出口退稅只是影響出口的短期因素。擴(kuò)大出口的關(guān)鍵是提高中國出口商品的國際競爭力、改革匯率制度,同時(shí)也要高度重視出口退稅對(duì)出口激勵(lì)的短期戰(zhàn)略。張倫俊、祝遵宏(2005)利用回歸分析得出出口退稅與出口貿(mào)易之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且呈現(xiàn)同方向變動(dòng)關(guān)系。邵桂蘭、畢素梅、高金田(2006)通過研究發(fā)現(xiàn)2004年1月1日起施行的出口退稅新政策帶來了出口的高速增長,促進(jìn)了出口商品結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化,貿(mào)易方式也發(fā)生了相應(yīng)變化,加工貿(mào)易特別是來料加工貿(mào)易增長加快。朱宇(2007)提出中國對(duì)低附加值產(chǎn)品的出口退稅在很大程度上侵蝕了出口商品的國際競爭力,并指出中國出口退稅制度的設(shè)計(jì)應(yīng)針對(duì)不同產(chǎn)品類型的行業(yè)實(shí)施不同的退稅率,才能在制度上保證出口企業(yè)具有提高自主創(chuàng)新能力的內(nèi)在動(dòng)力,繼而提高其外貿(mào)競爭力。萬瑩(2007)利用1985-2003年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)中國出口退稅與外貿(mào)出口和國民經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果表明,出口退稅對(duì)中國出口增長具有顯著的促進(jìn)作用,對(duì)外貿(mào)出口增長的貢獻(xiàn)率約為1/3。周澤峰(2008)實(shí)證分析得出:1996~2005年林產(chǎn)品出口退稅額年均增長12.6%,每年帶動(dòng)林產(chǎn)品貿(mào)易出口額增長3.73%,出口退稅對(duì)林產(chǎn)品出口增長的貢獻(xiàn)率為24.2%,林產(chǎn)品出口退稅額每變動(dòng)1%,帶動(dòng)林產(chǎn)品出口總額同向變動(dòng)0.2961%。謝建國、陳莉莉(2008)研究了出口退稅對(duì)中國的工業(yè)制成品出口的影響,并利用1985~2005年數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果表明,出口退稅能夠有效促進(jìn)中國工業(yè)制成品出口的長期增長。王菲波、劉斯敖(2009)運(yùn)用事件分析法和Eviews統(tǒng)計(jì)分析方法就2004年出口退稅政策調(diào)整前后我國一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的出口變動(dòng)情況進(jìn)行了分析,并得出從短期來看,2004年新的出口退稅政策的實(shí)施導(dǎo)致了中國一般貿(mào)易與加工貿(mào)易結(jié)構(gòu)在短期內(nèi)出現(xiàn)了波動(dòng)與調(diào)整,尤其是在新政實(shí)施的前后幾個(gè)月內(nèi)波動(dòng)尤為明顯。但是從外貿(mào)出口的實(shí)際情況來看,一般貿(mào)易與加工貿(mào)易無論是從增長變動(dòng)額還是比例結(jié)構(gòu)變化都不明顯,與政策的預(yù)期目標(biāo)并不完全一致。在這些國內(nèi)的有關(guān)研究中,就形式而言大體上可分為這樣兩大類型:即理論研究型、實(shí)證研究型;就內(nèi)容來看可分為總體上出口退稅的研究和行業(yè)內(nèi)的出口退稅研究。
  2008年7月以來,我國政府七次上調(diào)了部分商品的出口退稅率,以緩解美國金融危機(jī)對(duì)我國出口產(chǎn)業(yè)的沖擊。這也讓出口退稅再次出現(xiàn)在公眾視線之中,同時(shí)也勾起了筆者對(duì)出口退稅政策作用研究的興趣。
  三、實(shí)證分析
  1、模型構(gòu)建
  現(xiàn)實(shí)中影響一國出口貿(mào)易額的因素有很多。 首先就是匯率,經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為本國貨幣貶值會(huì)增加出口,本國貨幣升值會(huì)減少出口,當(dāng)然這種情況的出現(xiàn)要以滿足馬歇爾-勒納條件為前提。第二,國外的收入,當(dāng)國外收入提高時(shí),國外的消費(fèi)者用于購買該國產(chǎn)品和進(jìn)口產(chǎn)品的支出都會(huì)增加,因而從理論上說國外的收入對(duì)本國產(chǎn)品出口有正面促進(jìn)作用。第三,宏觀經(jīng)濟(jì)政策層面,如關(guān)稅、出口退稅等等,當(dāng)然這也包括國外的宏觀政策宏觀層面。第四,其他因素,影響出口貿(mào)易額的因素實(shí)在太多,很難對(duì)此逐一說明,為此筆者將其余因素都列入此項(xiàng),不再詳述。
  綜上所述,在影響一國出口貿(mào)易額的因素中,筆者采集了匯率、國外收入、出口價(jià)格水平、出口退稅這四個(gè)因素,其它因素都被忽略。因?yàn)樵谶@四個(gè)因素中匯率、國外收入以及出口價(jià)格水平是必須要考慮的主要影響因素,而出口退稅則純粹出于本文研究的需要。為了能夠動(dòng)態(tài)性地研究出口退稅,筆者構(gòu)建了如下的變參數(shù)模型。
  量測(cè)方程:
  
  狀態(tài)方程:
  
  
  
  其中:export表示出口貿(mào)易總額;exchange表示匯率;price表示出口價(jià)格水平;gdp表示國外收入;tax表示出口退稅額;ln為對(duì)相應(yīng)的變量取自然對(duì)數(shù)。
  另外為了進(jìn)一步模擬出出口退稅政策對(duì)出口的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng),筆者構(gòu)建了5個(gè)變量、滯后2階的VAR(2)模型即
  
  2、數(shù)據(jù)處理
  出于本研究的需要和數(shù)據(jù)可獲得性的考慮,筆者采集了1985-2009年的出口貿(mào)易總額、匯率、出口價(jià)格水平、國外收入、出口退稅額的數(shù)據(jù),其中針對(duì)匯率筆者只是采集了美元對(duì)人民幣的年平均匯率(具體數(shù)據(jù)摘自中國人民銀行官方網(wǎng)站);對(duì)于出口價(jià)格水平,由于資料所限,筆者采集了工業(yè)產(chǎn)品出廠價(jià)格水平以替代之;對(duì)于國外收入,筆者則采集了除中國大陸外其他國家和地區(qū)的GDP總和(原始數(shù)據(jù)摘自IMF官方網(wǎng)站);最后對(duì)于出口退稅方面,筆者則是采集了出口退稅額這一數(shù)據(jù)(具體數(shù)據(jù)摘自中國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站),畢竟出口退稅政策的實(shí)施最終還是體現(xiàn)在出口退稅額的支付上。另外在具體的運(yùn)算處理上,筆者對(duì)這些數(shù)據(jù)都作了取自然對(duì)數(shù)的處理。
  3、模型的估計(jì)
 。1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)
  狀態(tài)空間方法構(gòu)造的時(shí)變參數(shù)模型要求方程中的變量是平穩(wěn)的,以避免時(shí)間序列變量可能存在的非平穩(wěn)性造成偽回歸。為此對(duì)各變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)(結(jié)果如下,見表一)。
  表一
  

變量

檢驗(yàn)式( c t k)

ADF檢驗(yàn)值

1%顯著性水平

5%顯著性水平

10%顯著性水平

結(jié)論

LOG(EXCHANGE)

( c t 0)

-0.813513

-4.394309

-3.612199

-3.243079

非平穩(wěn)

LOG(EXPORT)

( c t 3)

-3.365875

-4.467895

-3.644963

--3.261452

非平穩(wěn)

LOG(GDP)

( c t 3)

-2.316127

-4.467895

-3.644963

-3.261452

非平穩(wěn)

LOG(PRICE)

( c t 1)

-1.918041

-4.416345

-3.622033

-3.248592

非平穩(wěn)

LOG(TAX)

( c t 0)

-3.610510

-4.394309

-3.612199

-3.243079

非平穩(wěn)

D(LOG(EXCHANGE))

( c t 0)

-5.203728

-4.416345

--3.622033

-3.248592

平穩(wěn)

D(LOG(EXPORT))

( c t 0)

-4.785919

-4.416345

--3.622033

--3.248592

平穩(wěn)

D(LOG(GDP))

( c t 5)

-4.030638

-4.571559

-3.690814

-3.286909

平穩(wěn)

D(LOG(PRICE))

( c t 0)

-4.754756

-4.416345

-3.622033

-3.248592

平穩(wěn)

D(LOG(TAX))

( c t 0)

-4.553160

-4.416345

-3.622033

-3.248592

平穩(wěn)

注:C為位移項(xiàng),t為趨勢(shì)項(xiàng),k為滯后階數(shù);滯后期的選擇標(biāo)準(zhǔn)以SIC值最小為準(zhǔn)則,且由Eviews軟件自動(dòng)生成;D表示變量的一階差分。
  從檢驗(yàn)結(jié)果看,各時(shí)間序列數(shù)據(jù)在1%顯著性水平下都是非平穩(wěn)的,并且其一階差分在1%顯著性水平下也都是平穩(wěn)的,故其都是一階單整序列。
 。2)協(xié)整檢驗(yàn)
  盡管各時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的,但它們都是一階單整序列,因此只要變量間存在著協(xié)整關(guān)系,仍然可避免由變量的非平穩(wěn)性所造成的偽回歸。為此筆者將對(duì)這些變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。從驗(yàn)算結(jié)果(見表二)來看,無論是跡檢驗(yàn)還是最大特征根檢驗(yàn)都表明,在5%的顯著性水平上,出口貿(mào)易總額、匯率、國外收入、出口退稅額這四個(gè)分別作了取自然對(duì)數(shù)處理的時(shí)間序列{LOG(EXPORT)、LOG(EXCHANGE)、LOG(GDP)、LOG(TAX)}存在1個(gè)協(xié)整向量,因此四個(gè)變量間存在著長期的均衡關(guān)系。
  表二
  

Hypothesized

Trace

Hypothesized

Max-Eigen

No. of CE(s)

Eigenvalue

Statistic

No. of CE(s)

Eigenvalue

Statistic

None *

0.754867

83.84450

None *

0.754867

32.33699

At most 1 *

0.587521

51.50750

At most 1

0.587521

20.36810

At most 2 *

0.545912

31.13940

At most 2

0.545912

18.15765

At most 3

0.430204

12.98175

At most 3

0.430204

12.93698

At most 4

0.001945

0.044768

At most 4

0.001945

0.044768

Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

(3)變參數(shù)模型的估算
  利用Eviews軟件對(duì)該狀態(tài)空間模型進(jìn)行估算得出如下結(jié)果(見表三),其中C(1)、C(2)為超參數(shù)的估計(jì)值,SV1、SV2、SV3為最終狀態(tài)向量的一步向前預(yù)測(cè)值。具體估算得到的變參數(shù)模型為:
  量測(cè)方程:
  
  狀態(tài)方程:
  
  
  
  表三
  

Coefficient

Std. Error

z-Statistic

Prob.

C(1)

-12.59103

9.501778

-1.325124

0.1851

C(2)

-2.998297

0.341472

-8.780505

0.0000

Final State

Root MSE

z-Statistic

Prob.

SV1

-0.497261

0.509468

-0.976040

0.3290

SV2

0.375948

0.635484

0.591592

0.5541

SV3

1.629741

0.246098

6.622311

0.0000

SV4

0.352327

0.050773

6.939252

0.0000

Log likelihood

-34.43856

Akaike info criterion

2.915085

Parameters

2

Schwarz criterion

3.012595

Diffuse priors

4

Hannan-Quinn criter.

2.942130


  由于對(duì)各變量進(jìn)行了取自然對(duì)數(shù)的處理,故SV1、SV2、SV3可分別理解為一國出口總額對(duì)匯率、國外收入、出口退稅額的彈性。出于本文研究的需要,筆者更為關(guān)注的是一國出口總額對(duì)出口退稅額的彈性,故利用Eviews軟件生成了該彈性的變參數(shù)圖(見圖一)。
  
  圖一
  從圖一中可發(fā)現(xiàn)1989至2000年中國出口總額對(duì)出口退稅額的彈性在逐漸緩慢走低,2001至2009年其開始逐漸走高,其中2001至2007年該彈性增幅較大,而2007至2009年增幅明顯趨緩。
  同時(shí),1989至2001年中國出口總額對(duì)出口退稅額的彈性一直為負(fù)值,這反映了該時(shí)期出口退稅對(duì)出口總額無任何的促進(jìn)作用,更準(zhǔn)確地說對(duì)出口還起了副作用,非但沒有增加出口,反而還減少了出口,并且在1998和1999這兩年其副作用最為強(qiáng)烈。這種與相關(guān)出口退稅理論完全背離局面的出現(xiàn),筆者認(rèn)為主要由以下三方面因素綜合而形成的:第一方面,在1989至2000年期間,出口退稅措施并沒有得到足夠重視,出口退稅額一直不高。第二方面,在實(shí)踐中,出口退稅對(duì)出口可能沒有太大的促進(jìn)作用,其程度遠(yuǎn)未達(dá)到理論上所論及的程度,甚至其正向促進(jìn)作用有可能到了微乎其微的地步。 第三方面,其他宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)出口總額存在著非常大的影響,相形見絀之下,使得出口退稅對(duì)出口的正向促進(jìn)作用被淡化了許多,甚至從表象來看,在一些時(shí)間內(nèi)表現(xiàn)出出口退稅對(duì)出口總額的負(fù)面抑制作用。例如98年的亞洲金融風(fēng)暴之下,盡管出口退稅率不斷在提高,但出口基本上變化不大,再加上模型設(shè)計(jì)上的原因,造成了最終估算結(jié)果出現(xiàn)出口退稅對(duì)出口的負(fù)面抑制作用。
  2001至2009年中國出口總額對(duì)出口退稅額的彈性則為正值,反映出出口退稅對(duì)出口總額有正向的促進(jìn)作用。盡管有正向促進(jìn)作用,但其彈性明顯都小于0.3,這也說明了出口退稅對(duì)出口總額的正向促進(jìn)作用有限。
 。4)VAR模型識(shí)別及脈沖反應(yīng)和方差分解
  為了進(jìn)一步反映當(dāng)出口退稅受到某種沖擊時(shí)對(duì)出口額的動(dòng)態(tài)影響以及出口退稅對(duì)出口變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度,借助VAR模型得到關(guān)于出口的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖(見圖二)以及方差分解圖(見圖三):
  
  圖二
  從圖二可看出當(dāng)在本期給出口退稅一個(gè)正向沖擊后,出口會(huì)在第三期達(dá)至最高點(diǎn),隨后則逐漸衰減。這反映出出口退稅對(duì)出口有正面的促進(jìn)作用而且有較長的持續(xù)效應(yīng)。
  
  圖三
  從圖三中可看出,不考慮出口自身的貢獻(xiàn)率,對(duì)出口的貢獻(xiàn)率最大的是匯率,在第十期達(dá)到56%左右;其次是國外GDP,達(dá)到19%左右;接下來是價(jià)格水平,達(dá)到15%左右;最后則是出口退稅,僅為6%左右。對(duì)于匯率對(duì)出口的貢獻(xiàn)率高于國外GDP對(duì)中國出口的貢獻(xiàn)率,此結(jié)論的得出,令筆者頗為詫異,由于本文的著力點(diǎn)為出口退稅對(duì)出口的作用,故筆者并未對(duì)此作深層次的剖析。至于出口退稅,其對(duì)出口的正向促進(jìn)作用相較于其他因素還是差了很多。
  四、結(jié)論
  總體而言,根據(jù)上述的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可知,從短期來看,出口退稅政策對(duì)出口具有正向的刺激作用,而且其還具備一定的持續(xù)效應(yīng)。然而就其對(duì)出口刺激作用的程度來看,相較于其他刺激手段而言還是弱小了許多。從長期來看,出口退稅這一宏觀刺激政策的效果,在中國并不是十分的搶眼,甚至在某些時(shí)間段內(nèi),還呈現(xiàn)了副作用(更準(zhǔn)確地說,其并未產(chǎn)生任何積極的效果)。
  另外,對(duì)于2008年爆發(fā)的金融危機(jī)而言,中國先后七次調(diào)高了相關(guān)產(chǎn)品的出口退稅率以應(yīng)對(duì)此次危機(jī),實(shí)證檢驗(yàn)中的出口退稅的短期效果,也印證了出口退稅政策存在一定的積極效果,同時(shí)還明確表明了在此次金融危機(jī)期間出口退稅政策對(duì)出口的刺激彈性達(dá)到了0.2左右,但隨著時(shí)間的推移,這一彈性似有衰減的勢(shì)頭,這既反映出了出口退稅政策積極作用的有限性,畢竟經(jīng)歷多次調(diào)整之后,出口退稅率上調(diào)空間回旋余地不大,也反映了后危機(jī)時(shí)代的來臨,其他的刺激手段正逐步發(fā)揮越來越大的作用,使得出口退稅政策的積極作用相形見絀。
  因此,在面臨經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí),尤其是突出表現(xiàn)為出口大幅下降之時(shí),出口退稅政策手段的運(yùn)用是必須的,但從長期來看,如果不輔以其他相關(guān)政策措施以及后續(xù)的手段,僅憑出口退稅政策,這種積極作用恐難以為繼。
參考文獻(xiàn)
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