摘 要：選取2002年1月至2014年12月農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)價格指數(shù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)等月度的數(shù)據(jù)，運用VAR向量自回歸模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)對我國農(nóng)產(chǎn)品價格鏈導(dǎo)機制進行實證分析，結(jié)果表明農(nóng)產(chǎn)品價格鏈傳導(dǎo)以需求拉動為主，我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上價格的傳導(dǎo)機制在短期內(nèi)三者間的傳導(dǎo)路徑都較為順暢，假如農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈任意一個環(huán)節(jié)受到外界的沖擊時，就會傳遞到產(chǎn)業(yè)鏈上其它的環(huán)節(jié)。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格波動對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格影響較大，農(nóng)產(chǎn)品零售價格對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的影響較小。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)均與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)互為因果的雙向引導(dǎo)關(guān)系。三個價格指數(shù)對自身的沖擊會迅速做出響應(yīng)，同時也會對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上其他環(huán)節(jié)影響會有不同程度的響應(yīng)。此外，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈也會受到社會、經(jīng)濟、法律、政策、市場調(diào)控等等因素的影響，是造成產(chǎn)業(yè)鏈上的不同環(huán)節(jié)、不同價格等傳導(dǎo)效率差異性的主要原因。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品價格鏈傳導(dǎo) 協(xié)整理論 VAR向量自回歸模型 效應(yīng)分析

中圖分類號：F830.58 ?文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2015）11-011-03

中國自古以來就是一個以農(nóng)立國的國家，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展狀況決定著國力的強弱，社會的穩(wěn)定。在2001年起到2014年的“十五”、“十一五”和“十二五”期間，我國農(nóng)產(chǎn)品價格的劇烈波動引起了世界各國的關(guān)注，與以往不同，此次農(nóng)產(chǎn)品價格的波動幅度大，持續(xù)時間長。我國物價需保持長久穩(wěn)定，特別是農(nóng)作物產(chǎn)品的價格是否穩(wěn)定，直接影響城鎮(zhèn)居民的日常生活消費和農(nóng)民的收入，我國政府宏觀調(diào)控的主要目標就是維持物價穩(wěn)定，保持農(nóng)產(chǎn)品價格穩(wěn)定。中國人口的持續(xù)增長是對我國農(nóng)產(chǎn)品需求增加的基本動力，而物價水平、生產(chǎn)資料成本、收入水平、市場及城市化進程將影響我國農(nóng)產(chǎn)品的價格，隨著人民生活水平的提高，社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展與進步，農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的商品化、市場化與日俱增，廣大居民消費需求呈現(xiàn)出多樣化趨勢，從農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)到廣大居民消費，再到零售產(chǎn)業(yè)鏈條不斷地延長，農(nóng)產(chǎn)品價格的傳遞環(huán)節(jié)也在不斷地增加。為此，明確農(nóng)業(yè)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)鏈、多元化環(huán)節(jié)的傳遞渠道、不同的動力機制、傳遞的程度，以及政府機構(gòu)采取的各種調(diào)控補貼措施，用以加強保障農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格的穩(wěn)定和廣大農(nóng)民勞動者的收入具有深遠的意義。

目前，關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)鏈機制的研究，大多是從維持農(nóng)產(chǎn)品價格穩(wěn)定，圍繞增加農(nóng)民收入、農(nóng)產(chǎn)品價格波動規(guī)律和波動分析，以及農(nóng)產(chǎn)品價格波動劇烈對農(nóng)民收入的影響和國民經(jīng)濟發(fā)展展開研究。

國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)產(chǎn)品的價格波動做了大量分析，而產(chǎn)業(yè)鏈上的農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)研究不甚豐富，國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品原始數(shù)據(jù)也不夠全面完整，筆者首先以農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)資料價格指數(shù)為起點，接著以中間的環(huán)節(jié)引入農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)價格為指數(shù)，最終使用農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的零售價格指數(shù)，主要是更全面地分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)鏈和幾個關(guān)鍵節(jié)點之后的價格傳導(dǎo)效應(yīng)，也就是從一個整體上，更好地把握農(nóng)業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的各個環(huán)節(jié)中縱向價格的傳導(dǎo)機制。

“十五”和“十一五”期間，中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格波動頻繁。農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格，并不是單一的價格指標，而是農(nóng)業(yè)產(chǎn)品在社會經(jīng)濟市場不同層次中形成的價格鏈。在這個價格鏈中，每一個價格的形成都是社會市場經(jīng)濟關(guān)系轉(zhuǎn)移的結(jié)果，每一個農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的價格，都會對另一價格鏈中的其它產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響。如此會放大或者縮小農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格的變動程度。所以，在產(chǎn)業(yè)鏈視角下的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格的縱向傳遞，就會形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的價格波動。價格的波動與傳導(dǎo)不僅關(guān)系到農(nóng)業(yè)的發(fā)展，還關(guān)系到各農(nóng)業(yè)產(chǎn)品環(huán)節(jié)主體的利益分配，最主要的是關(guān)系到社會經(jīng)濟秩序的和諧、穩(wěn)定和發(fā)展。我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格如果出現(xiàn)異常波動，后果將會非常嚴重，必然會影響到中國國民經(jīng)濟的正常發(fā)展與運行。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格的縱向傳遞問題的研究，就是根據(jù)農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的價格在產(chǎn)業(yè)鏈上的相互作用下，調(diào)研探討其價格變化情況，從縱向的農(nóng)產(chǎn)品市場價格傳遞的角度，由此主要涉及到的社會經(jīng)濟市場層次，就是農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的批發(fā)與零售市場的結(jié)合。在農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的總批發(fā)市場中，其輸入價格是農(nóng)產(chǎn)品的市場成本價格，同時也是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的原始價格;農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的輸出價格，也是該產(chǎn)品在批發(fā)市場的直接銷售價格，同時也是農(nóng)業(yè)產(chǎn)品收購批發(fā)的最基礎(chǔ)的價格。

本文根據(jù)2002年1月至2014年12月的月度數(shù)據(jù)，利用VAR模型和VEC模型，實證分析了我國農(nóng)產(chǎn)品價格鏈條的傳導(dǎo)機制、傳遞渠道和傳遞的效應(yīng)程度。通過實證分析方案研究農(nóng)產(chǎn)品價格縱向傳遞過程中的變化動因和程度，對更好地管理農(nóng)產(chǎn)品價格波動具有重要意義。

數(shù)據(jù)來源選取2002年1月至2014年12月農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（Im）、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（Ip）、農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)（Ir）的月度數(shù)據(jù)，并以上年同期為100進行處理。其中，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)來源于中國人民銀行統(tǒng)計調(diào)查數(shù)據(jù)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)來自中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，采用的是糧食、肉禽及其制品、水產(chǎn)品、鮮菜、鮮瓜果的居民消費價格指數(shù)計算而得。實證部分的主要檢驗步驟為：指標選取及數(shù)據(jù)說明一單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）因果關(guān)系、檢驗協(xié)整分析、向量誤差修正模型、脈沖響應(yīng)一方差分析。

一、序列的平穩(wěn)性檢驗

為了進一步確定序列的平穩(wěn)性，我們利用單位根檢驗法（ADF）對原序列及其一階差分序列進行檢驗，結(jié)果見表1。

由表1知，序列Im、Ip、Ir均為非平穩(wěn)的，但其一階差分序列均為平穩(wěn)序列，即兩個序列一階單整序列，即I（1），滿足協(xié)整檢驗同階單整的要求。

二、協(xié)整分析及格蘭杰因果檢驗

由于協(xié)整檢驗對滯后階數(shù)比較敏感，故采用VAR的滯后長度準則（Lag Length Criteria）進行選擇，見表2。

由表2可知，5個評價系統(tǒng)（LR、FPE、AIC、SC、HQ）中有4個評價統(tǒng)計量認為應(yīng)建立VAR（2）模型，則最佳滯后階數(shù)為2階;且其滿足AIC=11.43865最小原則。

由圖1可知，采取原序列沒有線性確定趨勢，協(xié)整方程沒有截距項的形式所以進行約翰森協(xié)整檢驗。由表3結(jié)果知，原假設(shè)為：至多存在一個協(xié)整關(guān)系時，在5%顯著性水平下，跡統(tǒng)計值為14.4522，大于其臨界值12.4522，并且其最大特征根統(tǒng)計值為14.4374，大于臨界值11.2248，即拒絕原假設(shè);而在原假設(shè)為至多存在兩個協(xié)整關(guān)系時，其跡統(tǒng)計值（0.01479）和最大特征根統(tǒng)計值（0.014793）均很小，其值也均小于相應(yīng)的臨界值，即在5%顯著性水平下接受原假設(shè)。

上述協(xié)整檢驗結(jié)果：3個變量之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，即序列Im、Ip、Ir存在長期的協(xié)整均衡關(guān)系，則利用Eviews7.0軟件，得到了其經(jīng)過正規(guī)化處理后的三者的關(guān)系：

Im=0.980442Ir （1）

Ip=0.976589Ir （2）

聯(lián)立式子（1）和（2），得到三者之間的協(xié)整均衡關(guān)系。

Im=0.473855Ip+0.51768Ir （3）

為了研究農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)業(yè)鏈的價格傳導(dǎo)情況，本文考慮將式子（3）轉(zhuǎn)化成：

Ip=0.1104Im-1.9317Ir （4）

由協(xié)整檢驗結(jié)果知，當農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（Im）變動1%，則會引起農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（Ip）增加2.1104%，而當農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)（Ir）同樣變動1%，則會引起農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（Ip）減少1.9317%;此結(jié)果表明，不同的因素對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)業(yè)鏈的價格傳導(dǎo)的影響會有差異。

為了進一步研究農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)業(yè)鏈的價格傳導(dǎo)情況，本文繼續(xù)對序列Im、Ip、Ir進行格蘭杰檢驗，見表4。

由表4的結(jié)果知，Im和Ip、Ir和Ip的格蘭杰檢驗統(tǒng)計量（F）對應(yīng)的概率均小于0.01，即拒絕原假設(shè);此結(jié)果表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)均與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)互為因果關(guān)系，即Im和Ip、Ir和Ip之間有雙向引導(dǎo)關(guān)系。

但是，Ir對Im的F統(tǒng)計量對應(yīng)的概率值為8e-8，小于0.01，拒絕原假設(shè)，而Im對Ir的F統(tǒng)計量（F）對應(yīng)的概率值為0.6783，大于0.01，接受原假設(shè);結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)的格蘭杰原因，反之不成立。

三、VEC模型

為了更深入和具體地了解研究農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)業(yè)鏈的價格傳導(dǎo)情況，基于農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)、生產(chǎn)資料價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)數(shù)據(jù)，本文建立3元VEC模型來進行分析，其關(guān)系式見下式。

D（Imt）=-0.091（Imt-1-0.980Irt-1）+0.067（Ipt-1-0.977Irt-1）+0.175D（Imt-1）-0.069D（Ipt-1）+0.011D（Irt-1）

D（IPt）=-0.043（Imt-1-0.980Irt-1）-0.016（Ipt-1-0.977Irt-1）+0.086D（Imt-1）+0.358D（Ipt-1）-0.284D（Irt-1）

D（Irt）=0.056（Imt-1-0.980Irt-1）+0.088（Ipt-1-0.977Irt-1）+0.467D（Imt-1）+0.249D（Ipt-1）-0.241D（Irt-1）

為了進一步研究其短期影響，我們對其進行脈沖效應(yīng)分析。

四、農(nóng)產(chǎn)品價格鏈傳導(dǎo)的脈沖效應(yīng)分析

產(chǎn)業(yè)鏈的短期價格傳導(dǎo)機制主要是指一個內(nèi)生變量短期內(nèi)在受到?jīng)_擊時對其他變量的影響，主要表現(xiàn)為其他變量的反應(yīng)時間及影響程度。反應(yīng)時間在本研究的體現(xiàn)是當Im、Ip、Ir受到外部沖擊時引起自身及其他價格序列變動的起始時間，揭示了價格傳導(dǎo)的效率。此外，其影響程度則是當一個價格序列出現(xiàn)波動時其他變量及其本身對波動的解釋力度，見圖2。

1.農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈價格傳導(dǎo)效率分析。由圖2中知，當Im受到1個標準差隨機擾動的沖擊時，Ip和Ir及其自身的響應(yīng)路徑。Im受到?jīng)_擊時其自身能夠較快地做出正向響應(yīng)，之后呈現(xiàn)直線下降趨勢，第10期的響應(yīng)度約為0.46，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的波動對其自身的正向影響會持續(xù)一段時間。Ip對Im的響應(yīng)度會滯后一期，Ir對Im的響應(yīng)度會立即響應(yīng)，但兩者均在第2期方向轉(zhuǎn)變，且呈現(xiàn)出下降趨勢，至第10期Im對Ip和Ir的沖擊造成的響應(yīng)值很小;表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格受到自身影響很大，但也會受到輕度的其他兩個因素影響。

當Ip受到1個標準差隨機擾動的沖擊時，Im和Ir及其自身的響應(yīng)路徑。由圖2看出，類似于Ir，Ip受到?jīng)_擊時其自身能夠較快地做出正向響應(yīng)，之后呈現(xiàn)緩慢上升趨勢，但Ip的響應(yīng)值均比Ir大。此外，Im對Ip是第滯后一期響應(yīng)，此后9期均直線上升;表明農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格波動對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格影響較大。

當Ir受到1個標準差隨機擾動的沖擊時，Im和Ip及其自身的響應(yīng)路徑。由圖2看出，在10個考察期內(nèi)，Ir對其自身受到的沖擊最為敏感，第1期就達到1.93個正向響應(yīng)度，但表現(xiàn)出較快的下降趨勢，在第2期后響應(yīng)緩慢下降，說明農(nóng)產(chǎn)品零售價格的波動更容易受到自身的影響。Ip對Ir受到的沖擊是滯后一期做出負向響應(yīng)，到第6期響應(yīng)方向轉(zhuǎn)變，隨后至第10期逐漸增大至0.44;Im對Ir受到的沖擊會滯后一期，且隨后從第2期到第10期逐漸增大，但最高響應(yīng)度約為0.16，說明農(nóng)產(chǎn)品零售價格對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的影響不大。

由上述的脈沖響應(yīng)結(jié)果可知，我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上的價格傳導(dǎo)機制在短期內(nèi)有以下幾個特點：Im、Ip、Ir三者間的傳導(dǎo)路徑較為順暢，當農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的任意一個環(huán)節(jié)受到外界沖擊時，都會傳遞到產(chǎn)業(yè)鏈上的其他環(huán)節(jié)上。

Im、Ip、Ir對自身的沖擊會迅速做出響應(yīng)，同時也會對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上其他環(huán)節(jié)影響會有不同程度的響應(yīng)。此外，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈也會受到社會，法律，經(jīng)濟市場及政策調(diào)控等因素的影響，這也是可能造成產(chǎn)業(yè)鏈上不同環(huán)節(jié)的價格傳導(dǎo)效率有差異性。

2.農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈價格傳導(dǎo)貢獻度分析。方差分解的結(jié)果可以揭示在短期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈某環(huán)節(jié)價格在發(fā)生變動時，其自身及其他相關(guān)環(huán)節(jié)對這種變動的貢獻份額。基于上述VEC模型，利用Eviews軟件，對其進行方差分解，見表5。

由表5可知：

（1）對于變量Im的變動，Ip的沖擊影響由弱至強，平均能解釋15%左右，而來自Ir的沖擊則影響很小，平均能解釋不到0.5%。因此，可以認為Im主要受Ip的影響，而幾乎不受Ir的影響

（2）對于變量Ip的變動，Ir和Im的沖擊影響都較小，其中Im沖擊影響平均能解釋不到1%，而Ir沖擊影響平均能解釋則不到2%。因此，可以認為Im與Ir對Ip幾乎無影響。

（3）對于變量Ir的變動，Ip的沖擊影響較大，平均能解釋60%左右，并且影響有逐漸增強的趨勢;來自Im的解釋力很小，平均在2%左右，最高不超過4%。因此，可以認為Ir主要受Ip的影響，幾乎不受Im的影響。

以上分析意味著價格的傳導(dǎo)機制中，處于中間的批發(fā)價格指數(shù)具有重要的作用，會對上、游價格變動產(chǎn)生影響，尤其對下游的零售價格指數(shù)有著重要的影響，但是其受上下游價格指數(shù)變動影響極小。因此，價格傳導(dǎo)過程中，由上游的生產(chǎn)資料價格指數(shù)至批發(fā)價格指數(shù)，以及由下游的零售價格指數(shù)到批發(fā)價格指數(shù)，這兩條價格傳導(dǎo)渠道是受阻的，沒有發(fā)揮作用。這一現(xiàn)象表明批發(fā)價格指數(shù)可能更多受到市場管制等非市場因素的影響。

五、結(jié)語

根據(jù)上述經(jīng)濟理論和目前社會經(jīng)濟現(xiàn)狀的定性分析：首先，農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)資料價格指數(shù)、生產(chǎn)價格指數(shù)、市場零售價格指數(shù)之間的關(guān)系，是長期發(fā)展的均衡關(guān)系，他們之間的價格指數(shù)相互影響較弱。但是，其零售價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的價格指數(shù)的影響卻很大。其次，根據(jù)上述檢驗和模型來看，它們的價格指數(shù)變動與零售價格指數(shù)變動是互為因果關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品的價格指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品的零售價格指數(shù)之間的關(guān)系是雙向引導(dǎo)的關(guān)系，他們之間的價格傳導(dǎo)，主要表現(xiàn)為需求拉動型。第三，在受到外界沖擊時，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈都會傳遞到其它的農(nóng)產(chǎn)品環(huán)節(jié)產(chǎn)業(yè)鏈上，其結(jié)果說明傳導(dǎo)路徑順暢。反之，由于農(nóng)產(chǎn)品自身對于外部沖擊的反應(yīng)有所不同，這就是價格傳導(dǎo)效率存在的差異性。第四，從上述分析結(jié)果得知，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈價格呈下降趨勢，這是因為其自身預(yù)期誤差解釋度大。時間越長，農(nóng)業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上的其它環(huán)節(jié)就會不斷的加強其影響力。反之觀其短期發(fā)展軌跡，就應(yīng)該平抑農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的零售價格，有預(yù)見性的防止農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格的不正常的波動。由此可見，外部價格沖擊，影響整個農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的價格。

擁有強有力的價格控制力的是農(nóng)產(chǎn)品零售商，反之，生產(chǎn)者的市場議價能力卻很弱，他們的社會地位處于弱勢，是被動接受價格者。因此，為了更加有效地預(yù)防農(nóng)產(chǎn)品價格頻繁變化，也就是價格的非正常波動，政府部門在制定政策、措施的時候，需多考慮一點：如何平抑農(nóng)產(chǎn)品零售價格的波動次數(shù)，加大對零售商的監(jiān)管力度，抓住調(diào)控農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格波動的主要環(huán)節(jié)，調(diào)控效果一定會更佳。同時，我國要盡快建設(shè)和完善目前現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格波動預(yù)警體系，使其具有價格監(jiān)管的前瞻性和預(yù)見性。

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[3] 王銳，陳倬.“十一五“期間，我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響因素分析.財經(jīng)論從，2011（3）

[4] P Vavra， Analysis of Price Transmission Along the Food Chain， Barry Kent Goodwin， 2005

[5] Sims，C.A.，“Macroeconomics and Reality”，E-conometrica，1980.48，pp.1～48

[6] 數(shù)據(jù)來源http：//www.pbc.gov.cn/，http：//db.cei.gov.cn

（作者雷錟為華南理工大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院金融學(xué)碩士研究生，廣東科學(xué)技術(shù)職業(yè)學(xué)院教師 廣東廣州 510000）

（責編：若佳）