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中国 货币 流动性 分析
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1 中国的货币流动性分析 伍 戈 1 (中国人民银行货币政策二司) 摘 要:货币流动性(M1/M2)测度了货币供应内部的活跃程度,是宏观经济分析中普 遍关注的重要变量之一。本文着重对中国货币流动性相对稳定期间(1997-2010年)的情形 进行分析,探寻货币流动性的影响因素及其经济内涵。文章发现,近年来工业增加值的增加 和股指的高企引发了货币活化程度的提高。实际利率对货币活化水平有短期负向作用,但其 影响系数和显著性有限,这可能与我国利率尚未完全市场化有关。实际利率与货币活化却存 在长期正向关系,这很可能与“金融深化”有关,即长期内实际利率的提升有助于解除资金 价格扭曲和金融抑制,增加货币活化程度。随着中国经济金融的不断发展,影响货币活化的 因素必将不断演变,时常考察其决定因素,有助于为宏观分析提供有价值的经济信息,并为 前瞻性的宏观金融调控提供决策支持。 关键词:货币流动性 实际利率 金融深化 货币政策 一、 引 言 货币流动性是宏观经济分析中普遍关注的重要变量之一, 其变化包含了许多有价值的经 济信息。从定义上来看, “货币流动性”是狭义货币供应量(M1)与广义货币供应量(M2) 之间的比值(M1/M2) 。因为 M1/M2 测度了货币供应内部的活跃程度,有人也称之为“货币活 化程度” 。但在具体分析中,货币流动性还有其他增量形式的表达方法,例如在现实中大家 往往会对比M1 增速和 M2增速的变动趋势,有人把它称为“货币剪刀差” ,这在本质上也是 货币流动性。中国央行也关注该指标,例如,人民银行发布的2010 年 2 季度《中国货币执 行报告》中提到: “M1 增速连续 10个月高于M2,货币流动性仍相对较强” 。 图 1. 中国的货币流动性(M1/M2): 1985-2010年(%) 1 原文载于《金融与经济》2011 年第 6期。笔者感谢中国人民银行李斌博士和张怀清博士的指点和讨论。 本文仅代表作者个人而非供职单位观点。 30 35 40 45 50 55 60 65 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 明显下降 基本平稳 2 从中国的现实情况来看,货币流动性呈现出十分有趣的特征(图1): 上世 纪 80 年代以 来,M1/M2出现大幅下降的趋势,但从1996年左右开始该值趋于稳定。从M2 的内部结构占 比变化来看,活期存款和储蓄存款的结构性变迁导致了货币流动性的显著变化(图 2)。 图2. M2 内部组成结构的变化(%) 2 二、 文献综述 纵观国外文献,关于货币流动性的系统研究并不多见。在国内,有关文献一般以 1996 年左右为“分水岭”分别针对两个历史阶段进行研究。第一阶段是 1996 年以前,货币流动 性大幅下降的时期。谢杭生等(1996)认为,80 年代以来货币流动性呈下降趋势是由于经 济高速增长和国民收入分配向个人倾斜,居民储蓄倾向随收入增加而上升,这就使得作为准 货币主要部分的储蓄存款增长加快,从而导致货币流动性不断下降。与此同时,由于受投资 控制、 信贷规模和名义利率的影响, 货币流动性的变化还围绕其长期下降趋势呈周期性波动。 易行健等(2003)认为,1978-1995年货币流动性比例不断下降的原因是:随着居民可支配 收入的大幅上涨,但证券市场规模太小,银行存款成为居民最重要的投资(储蓄)渠道,这 样就造成交易性货币需求的平均和收入弹性逐渐小于谨慎性、储蓄性货币需求的收入弹性, 由此导致狭义货币增速小于准货币增速。 第二阶段是 1996 年以后,货币流动性基本平稳的时期。卜永祥(1999)认为,造成我 国货币流动性波动的成因包括实际利率、商品市场和资本市场冲击、社会有效需求的变动以 及居民资产形式的多样化和企业直接融资的比重。毛定祥(2003)认为,货币流动性与当期 实际国内生产总值、滞后一期的股市规模以及滞后一期的实际利率之间存在长期均衡关系。 货币流动性的短期波动主要依赖于自身的一阶滞后, 同时也与宏观经济的波动有关。 易行健 等(2003)认为,1996-2002 年流动性趋于平稳,其周期波动可以由利率、通胀率和证券交 易量来解释。腊博(2009)认为,M1-M2增速加快是信贷投放、宏观经济、企业利润三方面 的综合反映:一是信贷投放的扩张,即新增企业贷款增加,企业活期存款回升的速度要快于 定期存款,促使 M1增速大于 M2增速;二是宏观经济改善,即居民消费意愿增强导致居民储 蓄存款向企业存款(定期或活期)转化,储蓄搬家促使M1 增速大于 M2增速;三是企业利润 回升,即企业经营活动改善,活期存款回升的速度大于定期存款,存款活期化促使 M1 增速 大于M2 增速。 从上述历史文献来看,现有的研究主要存在如下几方面的不足:一是大多是以定性研究 为主,缺乏较严格的实证检验;二是少量的定量研究所选时间区间较短,样本数较少,造成 模型的稳定性和说服力不强;三是大部分文献研究的时间较早,难以及时刻画近期中国宏观 经济结构和金融市场的最新变化。因此,针对上述不足之处,并考虑到研究的现实意义,本 2 此处 2010 年选用的是 2010 年 8 月末的数据。 0% 20% 40% 60% 80% 100% 1985 1996 2010 流通中现金 活期存款 储蓄存款 定期存款 其他存款 M1 M1 M1 基本平稳 大幅下降 3 文着重对货币流动性相对稳定区间(1997-2010年)的情形进行分析,探寻货币流动性的影 响因素及其经济内涵。 三、 货币流动性的影响因素:实证分析 (一)货币流动性的影响机制 在模型和变量的选择之前,我们有必要先考察一下M1/M2波动的影响机制。在货币供应 量的定义中,M1 主要代表流通中的现金和企业活期存款等,而 M2 则在 M1 的基础上增加了 居民储蓄存款和企业定期存款等内容。结合上述历史文献,笔者认为主要有三类因素可导致 货币在居民储蓄存款、企业定期存款和企业活期存款之间相互转化,从而造成 M1/M2的波动 (图 3) :一是实体经济的活跃程度。随着宏观经济景气程度的提升,企业等微观主体的投 资、贷款等经营活动活跃,企业存款活期化趋势增强。此外,由于居民收入增加和消费信心 上升,居民储蓄倾向下降,实际消费增加势必导致部分居民储蓄存款向企业转移;二是金融 市场的活跃程度。近年来,中国金融市场发生了显著的变化,资本市场已成为老百姓投资理 财的重要渠道(伍戈,2009) 。资本市场尤其是股市的繁荣可能引起广大投资者倾向于追捧 流动性更强的资产,货币流动性可能随之增强;三是货币资金的实际成本。尽管我国的存贷 款基准利率仍未完全市场化, “存款利率管下限,贷款利率管上限” ,但作为货币资金的实际 成本,利率尤其是实际利率已是微观主体经济决策中不可或缺的变量。利率也可视为持有各 类货币的机会成本,其变动可能影响货币流动性的波动(伍戈,2010)。 图3. 影响货币流动性的机制分析 (二)模型和数据的选取 考虑到上述影响机制以及中国数据的可得性等因素,本文选取工业增加值(同比增速)代表实 体经济的活跃程度,上证A股指数代表金融市场繁荣程度,1 年期储蓄存款基准利率减去CPI同比增 速后的净值代表实际利率 3 VAI ,分别 、 Stock 和 R 表示。下文我们将着重考察这三方面变化对 3 当然,实际利率还有其他多种表现形式,但各种实际利率之间的相关度往往很强。 实体 经济 活跃 金融 市场 繁荣 实际 利率 降低 企业投 资增 加 居民消 费增 加 微观主 体金 融投 资增加 微观主 体追 逐更 高收益 资产 企业定期存 款活 期化 企业定 期存 款活 期化 , 居民储 蓄存 款减 少 企业定 期存 款活 期化 , 居民储 蓄存 款减 少 货 币 流 动 性 增 强 居民储 蓄存 款减 少 4 2 1 / M M 的影响。为了避免小样本回归产生的偏差,笔者采用从1997 年 1月到 2010年 8 月的月度 数据,样本数为 164 个。其中, 2 1 / M M 和VAI经过季节调整。值得一提的是,我国于 1999 年 11 月 1 日统一征收 20%的储蓄存款利息所得个人所得税,即利息税;2007 年 8 月 15 日起,将利息税 由 20%调减为5%;2008年10 月 9 日开始免征利息税。为此,笔者根据利息税的变动情况对本文使 用的储蓄存款利率数据进行了相应的调整,以反映储蓄存款的实际收益率。此外,由于从 2007 年 开始国家统计局已连续四年没有对外公布 1 月份的VAI同比增速,因此出现了月度数据缺失现象, 考虑到数据的连续性,笔者假定这四年的 1 月份VAI增速大致等同于 2 月份的数据。本文数据来源 于CEIC、WIND数据库以及中国人民银行。 图形分析将有助于了解数据的一些基本属性,这是在实证建模前应该尝试做的事情。图 4中的左上图描绘了货币流动性和通货膨胀率的关系,为了使图形看得出更加清楚,我们对 后者进行了平移操作,使其与前者的均值相吻合。可以看到,2004 年以后两者呈现出较强 的同步趋势。右上图显示了货币流动性和工业增加值同比增速,从整体来看,这两个时间序 列的变化趋势并不太同步,工业增加值波动较大。尽管如此,近两三年以来,两者变动趋势 的同步性有所增强。左下图说明了在过去十多年里,货币流动性与实际利率的关系,在许多 历史时期, 两者呈现出较强反向变动趋势。 右下图描绘了货币流动性和上证指数之间的关系, 2006年以来,两者呈现出较明显的同步走势。 图 4. 货币流动性与通货膨胀、工业增加值、实际利率、股价指数 (三)单位根检验 计量分析中为了避免宏观经济变量的不平稳产生缪回归, 我们首先采用单位根检验来判 断数据的平稳性; 然后通过协整分析法和ECM 模型研究各变量之间的长期稳定和短期动态变 化的关系;最后通过脉冲响应来比较货币流动性对各变量一个单位正向冲击的反应结果,以 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 Jan-97 Sep-97 May-98 Jan-99 Sep-99 May-00 Jan-01 Sep-01 May-02 Jan-03 Sep-03 May-04 Jan-05 Sep-05 May-06 Jan-07 Sep-07 May-08 Jan-09 Sep-09 May-10 -4 -2 0 2 4 6 8 10 M1/M2 (% ,左轴) CPI 同比增速(% ,右轴) 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 Jan-97 Nov-97 Sep-98 Jul-99 May-00 Mar-01 Jan-02 Nov-02 Sep-03 Jul-04 May-05 Mar-06 Jan-07 Nov-07 Sep-08 Jul-09 May-10 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 M1/M2(%,左轴) 实际利率(% ,右轴) 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 Jan-97 Oct-97 Jul-98 Apr-99 Jan-00 Oct-00 Jul-01 Apr-02 Jan-03 Oct-03 Jul-04 Apr-05 Jan-06 Oct-06 Jul-07 Apr-08 Jan-09 Oct-09 Jul-10 0 1000 2000 3000 4000 5000 6000 7000 M1/M2(% ,左轴) 上证指数(% , 右轴) 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 Jan-97 Nov-97 Sep-98 Jul-99 May-00 Mar-01 Jan-02 Nov-02 Sep-03 Jul-04 May-05 Mar-06 Jan-07 Nov-07 Sep-08 Jul-09 May-10 0 5 10 15 20 25 M1/M2(% ,左轴) 工业增加值(% , 右轴) 5 及各变量对货币流动性的冲击效应分解。我们采用的计量软件是Eviews 6.0。 我们采用 ADF 方法进行单位根检验。首先,根据各组数据的时序图初步确定各变量数据 ADF检验采用的方程形式(是否具有截距项或时间趋势),同时依据各变量单位根方程中截 距项和时间趋势的系数显著性来判定单位根检验模型设定的合理性。 滞后阶数的确定是基于 SIC原则作出的,结果见表1。 表1.单位根检验结果 变量 截距 时间趋势 滞后阶数 ADF 值 1%临界值 5%临界值 10%临界值 M1/M2 有 有 1 -2.14 -4.02 -3.44 -3.14 VAI 有 无 3 -2.35 -3.47 -2.88 -2.58 R 有 无 0 -1.52 -3.47 -2.88 -2.58 Stock 无 无 0 0.84 -2.58 -1.94 -1.62 D(M1/M2) 无 无 0 -16.44*** -2.58 -1.94 -1.62 D(VAI) 无 无 2 -12.18*** -2.58 -1.94 -1.62 D(R) 无 无 0 -11.68*** -2.58 -1.94 -1.62 D(Stock) 无 无 1 -7.14*** -2.58 -1.94 -1.62 说明:***表示在 1%的显著性水平下拒绝单位根检验,D表示一阶差分。 从表1可以看出,各变量的水平值在显著性水平为10%的ADF检验中都存在单位根。各变 量的一阶差分都在1%的显著性水平下拒绝了单位根假设,从而各变量都是I(1)序列。基于 ADF检验我们就可以进行协整分析。 (四)协整分析和误差修正模型 我们用Johansen最大似然法分析各个变量的协整关系。检验结果对滞后长度相当敏感, 因此,要十分谨慎。大多数通用处理方法是首先用不经过差分的数据估计向量自回归,然后 运用与传统VAR模型一样的滞后长度检验方法(Enders,2004) 4 表2. 各变量之间的协整检验(迹统计量) 。滞后期确定的原则是根据 最小化AIC信息的标准选取,最终选择滞后4期。此外,选定协整变量具有线性趋势并有截距 项。有关结果详见表2和表3。 原假设 特征值 迹统计量 5%的临界值 P值** 无协整向量* 0.196044 65.11669 55.24578 0.0053 至多1个协整向量 0.102695 30.42123 35.01090 0.1426 至多2个协整向量 0.055163 13.19214 18.39771 0.2295 至多3个协整向量* 0.025886 4.170053 3.841466 0.0411 注:迹统计检验显示在5%的显著性水平存在1个协整方程。 加“*”表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。 加“**”表示根据MacKinnon-Haug-Michelis (1999)提出的临界值所得到 p值。 表3. 各变量之间的协整检验(最大特征值统计量) 原假设 特征值 最大特征值统计量 5%的临界值 P值** 无协整向量* 0.196044 34.69546 30.81507 0.0159 4 详见恩德斯 (Enders, W ) 著, 杜江等译: 《应用计量经济学: 时间序列分析 (第二版) 》 , 高 等教育出版社, 2006 年,P345 。 6 至多1个协整向量 0.102695 17.22910 24.25202 0.3206 至多2个协整向量 0.055163 9.022082 17.14769 0.4933 至多3个协整向量* 0.025886 4.170053 3.841466 0.0411 注:最大特征值统计检验显示在5%的显著性水平存在1个协整方程。 “*”表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。 “**”表示根据MacKinnon-Haug-Michelis (1999)提出的临界值所得到 p值。 迹统计量检验和最大特征值统计量检验都表明, 在5%的显著性水平拒绝无协整向量的原 假设,即变量之间存在一个协整关系。对协整向量的标准化得到 ∧ β =(1,-1.09,-7.43, -1.88),其对应的协整关系为: ] 64 . 2 [ ] 42 . 3 [ ] 95 . 5 [ ) 1 ( 09 . 1 ln 43 . 7 88 . 1 / 2 1 − − − + + = R Stock VAI M M 方括号中的数字表示各个系数的t统计值。在长期关系中,M1/M2与其他三个变量存在稳 定关系,即工业增加值每提高1个基点会带来M1/M2的1.88个基点上升,股票指数每提高1% 会带来M1/M2的7.43个基点上升,这些都与我们的经济直觉相一致。此外,从长期来看,实 际利率每增加1个基点会带来M1/M2的1.09个基点上升,这似乎与一般的理解(如图3中有关 机制)有出入,笔者认为,这很可能与“金融深化”有关(麦金农,2006),即从长期来看, 提高实际利率有利于解除资金的价格扭曲,缓解“金融抑制”,实现“金融深化”,从而增 加货币活化程度。 通过对变量进行协整分析可以发现变量之间的长期均衡关系, 但是无法得知这些变量的 短期动态关系,误差修正模型则可以解决这个问题。根据Granger定理,一组具有协整关系 的变量具有误差修正模型,可以借此研究货币流动性、工业增加值、实际利率与股票价格的 短期动态关系。为了使问题简化,省去部分系数不显著的解释变量(尽管如此,为了便于说 明经济含义,最终方程仍保留了不太显著的部分实际利率变量),最终ECM模型为: ] 14 . 1 [ ] 75 . 1 [ ] 38 . 2 [ ] 15 . 4 [ ] 61 . 2 [ ) 2 ( 05 . 0 08 . 0 ln 78 . 0 ln 30 . 1 02 . 0 ] 51 . 2 [ ] 39 . 3 [ ] 51 . 3 [ ] 97 . 5 [ ] 45 . 2 [ 03 . 0 05 . 0 05 . 0 ) / ( 49 . 0 02 . 0 ) / ( 4 2 4 3 4 3 2 1 1 2 1 1 2 1 − − ∆ − ∆ − + ∆ + ∆ + − ∆ + ∆ + ∆ + ∆ − = ∆ − − − − − − − − − − t t t t t t t t t t R R Stock Stock VAI VAI VAI VAI M M ecm M M 35 . 0 2 = R , 18 . 4 = F 上述方括弧内是t统计值, 1 − t ecm 是误差修正项。 (2)式中误差修正项的系数为0.02,表明短期的非均衡状态逐渐向长期的均衡状态趋 近。 从(2)式来看,滞后一期货币活化的变化对于当期的货币活化变化有负向作用。而滞 后四个时期的工业增加值都显著增强了当期货币活化程度。 滞后几期的股价增长也刺激了当 期的货币活化程度,系数较大(1.30和0.78) ,正向效应明显。此外,滞后几期的实际利率 增加降低了货币活化程度,但是负向效应较弱,系数仅为0.08和0.05,且其显著性有限,其 影响有限的原因可能与我国“存款利率管上限,贷款利率管下限”的管制有关。这些也都基 本符合一般的经济学解释。 7 (五)模型的进一步分析:脉冲响应和方差分解 协整分析只提供变量间长期关系的信息, 但是没有为一个变量作用于另一变量的动态特 征提供更多的信息,引入脉冲响应函数有助于解决这个问题。脉冲响应函数刻画的是在ECM 扰动项上加上一个单位标准差的新信息冲击(Innovation)对内生变量的当前值和未来值所 带来的影响。 我们以ECM模型为基础, 采用正交化方法和Choleski分解技术, 建立M1/M2、 VAI、 Stock和R的脉冲响应函数模型。下图5是各变量对货币活化的脉冲响应函数曲线。 图5. 一单位标准差冲击带来的响应 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 a. VAI冲击引起M1/M2的响应 b. Stock冲击引起M1/M2的响应 c. R冲击引起M1/M2的响应 从图5来看,一单位标准差冲击带来M1/M2的响应具体情况如下:一是在初期工业增加值 对M1/M2的正向效应是递增趋势,在第5期开始呈下降趋势,到第6期转为负向效应(图a) 。 脉冲响应分析可以较好地解释工业增加值变化对货币活化的影响, 这与我们传统的经济理念 相一致;二是股票价格对M1/M2的冲击作用一直是正向效应。这种正向效应在初期呈递增趋 势,到第9期达到最大,之后维持基本稳定(图b) 。三是实际利率对M1/M2的冲击作用是负向 的,直至第10期左右才达到稳定状态(图c),这说明实际利率冲击能降低货币活化水平。 表 4. 货币流动性的方差分解 时期 标准差 2 1 /M M lnStock R VAI 1 0.30 100.00 0.00 0.00 0.00 2 0.34 97.21 0.29 0.40 2.10 3 0.40 92.32 1.18 4.29 2.21 4 0.49 82.74 8.23 7.12 1.91 5 0.59 74.78 12.30 10.97 1.94 6 0.66 70.04 14.51 13.90 1.54 7 0.75 67.57 16.25 14.96 1.22 8 0.83 64.71 17.86 16.25 1.19 9 0.90 62.70 19.11 16.92 1.26 10 0.98 61.04 19.78 17.65 1.53 我们可以运用方差分解法,通过求解扰动项对向量自回归模型预测均方差的贡献度,了 解各类因素对货币活化的冲击作用,各个变量的方差分解结果见表4。从表中可以看出,股 票价格和实际利率对货币活化的解释力逐步加大。 从较长时期来看 (第10 期 ),除了 2 1 /M M 自身的变动影响外,股价和实际利率是影响货币流动性最重要的因素,分别解释 19.78%和 17.65%的货币活化的波动。 8 四、 小结 本文运用VAR 模型,通过协整分析、脉冲响应和方差分解模型分析发现,近年来工业增 加值的增加和股指的高企引发了货币活化程度的提高。从短期来看,滞后四期的工业增加值 增长和股价增长能显著增强当期的货币活化程度, 滞后几期的实际利率对当期的货币活化水 平有负向作用,但其影响系数和显著性有限,其影响有限的原因可能与我国利率尚未完全市 场化有关。 从长期来看, 工业增加值增加和股指高企显著增加货币活化水平。 值得一提的是, 实际利率却与货币活化存在长期正向关系,这很可能与“金融深化”有关,即长期内实际利 率的提升有助于解除资金价格扭曲和金融抑制, 从而增加货币活化程度并有利于资源合理配 置。 展望未来, 随着中国经济金融的不断发展, 影响货币活化的因素必将不断变化。 特别地, 未来支付系统的演进、资本市场发展以及居民金融资产多元化、储蓄倾向变化等结构性变迁 都可能对货币活化程度造成潜在的长期和短期影响。深入洞察这些变化,并时常检验货币流 动性的决定因素,有助于为宏观分析提供有价值的经济信息,并为前瞻性的宏观金融调控提 供决策支持。 主要参考文献 恩德斯(Enders, W)著,杜江等译: 《应用计量经济学:时间序列分析(第二版) 》 ,高等教育出版社, 2006年。 卜永祥: 《我国货币流动性的周期变动及其成因》 , 《金融研究》 ,1999 年 8月。 黄新飞、舒元: 《基于 VAR 模型的 FDI 与中国通货膨胀的经验分析》 , 《世界经济》 ,2007 年第 10期。 毛定祥: 《广义货币流动性内生性与协整关系的实证研究》 , 《上海大学学报(自然科学版)》, 2003 年 6 月。 腊博 :《 M1-M2 增速差的高点或在明年 1、2季度》 , 《长城证券有限责任公司投资策略专题研究 》, 2009 年 10月 15 日。 罗纳德·I·麦金农著,李瑶、卢力平译:《 经济发展中的货币与资本》 ,中国金融出版社,2006 年 10 月 第 1版 。 伍戈: 《中国的货币需求与资产替代:1994-2008》 , 《经济研究》 ,2009 年第 3期。 伍戈: 《实际利率与宏观经济:中国的若干典型特征》 , 《国际经济评论》 ,2010 年第 6期。 谢杭生、徐燕、王素珍: 《对我国货币流动性变化的实证分析》 , 《财贸经济》 ,1996 年 10 月。 易行健、谢识予: 《我国货币流动性的长期趋势与周期波动:1978-2002》 , 《上海经济研究》 ,2003 年 11 月。 中国人民银行货币政策分析小组: 《中国货币政策执行报告(2010 年第二季度) 》 ,中国金融出版社, 2010年。
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