我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)行為的實(shí)證研究

徐強(qiáng)

（安徽理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 淮南 232001）

我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)行為的實(shí)證研究

徐強(qiáng)

（安徽理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 淮南 232001）

依據(jù)1978-2009年間農(nóng)村居民消費(fèi)與收入的樣本數(shù)據(jù)，根據(jù)西方消費(fèi)理論，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)用協(xié)整研究方法，對(duì)農(nóng)民的消費(fèi)行為進(jìn)行了實(shí)證研究。研究表明，農(nóng)民消費(fèi)與收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；農(nóng)民短期消費(fèi)易受沖擊，表現(xiàn)出一定的非理性；農(nóng)民的長(zhǎng)、短期消費(fèi)的乘數(shù)都較小，從而客觀(guān)上形成農(nóng)民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較低的現(xiàn)實(shí)；關(guān)鍵是農(nóng)民收入增長(zhǎng)偏低。對(duì)此提出了讓農(nóng)民們也能體面地生活的政策建議。

農(nóng)村居民；消費(fèi)函數(shù)；協(xié)整研究；誤差修正模型

一、引言

中共中央《關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十二個(gè)五年規(guī)劃的建議》中指出：要把擴(kuò)大消費(fèi)需求作為擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點(diǎn)，進(jìn)一步釋放城鄉(xiāng)居民消費(fèi)潛力，逐步使我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)總體規(guī)模位居世界前列。2009年中國(guó)農(nóng)村人口仍占到總?cè)丝诒戎氐?3.4%，農(nóng)村居民消費(fèi)與居民消費(fèi)、進(jìn)而與最終消費(fèi)需求又有著很大的關(guān)系。由于消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展“三駕馬車(chē)”之一，一般又占到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的3以上，消費(fèi)始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個(gè)重要內(nèi)容。據(jù)統(tǒng)計(jì)資料顯示，農(nóng)村居民消費(fèi)傾向有逐步下降的趨勢(shì)。最終消費(fèi)支出比重偏低、貢獻(xiàn)率不高、拉動(dòng)作用不強(qiáng)和居民消費(fèi)需求不振等諸多問(wèn)題將長(zhǎng)期伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?？梢?jiàn)研究我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)行為，不僅有重要的現(xiàn)實(shí)意義，而且也有深遠(yuǎn)的理論意義。

目前研究農(nóng)村居民消費(fèi)問(wèn)題的文獻(xiàn)基本上是從三個(gè)層面展開(kāi)研究的：一是全國(guó)城鄉(xiāng)居民對(duì)比的視角，主要有孫慧鈞（2004）、楊冬梅（2006）、潘文軒（2010）等；二是全國(guó)農(nóng)村居民的獨(dú)立視角，主要有馬樹(shù)才，劉兆博（2006）、易行健，王俊海（2007）、隋艷穎，夏曉平（2009）等；三是分省及其以下的視角，主要有謝樹(shù)曼，張?jiān)篮悖?008）、胡鵬，陳紹剛（2009）等。以上的研究歸結(jié)起來(lái)，主要有兩個(gè)問(wèn)題：一是樣本數(shù)據(jù)較少，造成結(jié)論的可信度值得商討；二是計(jì)量研究缺乏一定的統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)。本文最大的創(chuàng)新點(diǎn)是系統(tǒng)地描繪了農(nóng)民的消費(fèi)行為，并從理論上說(shuō)明了農(nóng)民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率低的事實(shí)。

二、方案的設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

樣本數(shù)據(jù)取自1978—2009年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[1]和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要》[2]。分別以農(nóng)村人均純收入rhi和人均生活費(fèi)支出rhc反映農(nóng)村居民純收入與消費(fèi)水平，并用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)①《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》僅公布1985年以來(lái)的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，1978-1984年的指數(shù)是筆者估算的。例如計(jì)算1984年的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，公式為：1984年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)=1984年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)/1985年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)×1985年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，其他年份以此計(jì)算；取1978年=100為基期，對(duì)1978-2009年間價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了定基處理。（1978年=100）對(duì)rhi與rhc數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，以消除物價(jià)變動(dòng)對(duì)收入和支出的影響。

（二）研究的設(shè)計(jì)

1.理論依據(jù)

居民的消費(fèi)行為通常用消費(fèi)函數(shù)來(lái)描述，不同的消費(fèi)函數(shù)均是從消費(fèi)與收入的關(guān)系來(lái)展開(kāi)探索的。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家們基于各種不同的消費(fèi)理論假設(shè)，創(chuàng)建了多種消費(fèi)函數(shù)[3]，如凱恩斯（J.M.Keynes）的絕對(duì)收入假說(shuō)、杜森貝里（J.S.Duesenberry）的相對(duì)收入假說(shuō)、弗里得曼（M.Friedman）的持久收入假說(shuō)和莫迪里安尼（F.Modigliani）的生命周期假說(shuō)等等。以上的理論假說(shuō)最后都?xì)w結(jié)到收入是決定消費(fèi)的最主要因素，探討收入與消費(fèi)是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，收入對(duì)消費(fèi)的影響程度成了研究的關(guān)鍵問(wèn)題。

2.研究的思路與方法

第一，構(gòu)建描述農(nóng)村居民消費(fèi)行為的消費(fèi)與收入關(guān)系的線(xiàn)性模型。估計(jì)出農(nóng)村居民消費(fèi)模型的參數(shù)值，并對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)、統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。第二，進(jìn)行協(xié)整與誤差修正模型分析。格蘭杰定理[4]認(rèn)為如果變量間是協(xié)整的，則它們存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且它們間的短期非均衡關(guān)系總能夠由一個(gè)誤差修正模型（ecm）表述。第三，提出有關(guān)結(jié)論和政策選擇的建議。

三、農(nóng)村居民消費(fèi)行為的實(shí)證研究

（一）統(tǒng)計(jì)描述

隨著農(nóng)村居民人均純收入的不斷提高，居民消費(fèi)支出水平也有較大幅度的提升。就農(nóng)村居民純收入來(lái)說(shuō)，名義量從133.57元逐年遞增至5153.17元，32年間漲了38.58倍，增加了5019.6元，年均增長(zhǎng)率為117.44%；扣除價(jià)格水平上漲后，居民純收入實(shí)際量從133.57元逐年遞增至1066.48元，32年間增漲了7.98倍，增加了932.91元，年均增長(zhǎng)率為21.82%。就農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出來(lái)說(shuō)，名義量從116.06元逐年遞增至3993.45元，32年間漲了34.41倍，增加了3877.39元，年均增長(zhǎng)率為104.4%；扣除價(jià)格水平上漲后，居民消費(fèi)支出實(shí)際量從116.06元逐年遞增至826.47元，32年間增漲了7.12倍，增加了710.41元，年均增長(zhǎng)率為19.12%。又據(jù)筆者計(jì)算，同期人均GDP的變化情況是：名義量從381.23元逐年遞增至25188.37元，32年間漲了66.07倍，增加了24807.14元，年均增長(zhǎng)率為203.34%；扣除價(jià)格水平上漲后，人均GDP實(shí)際量從381.23元逐年遞增至4853.25元，32年間增漲了12.73倍，增加了4472.02元，年均增長(zhǎng)率為36.66%。因此，無(wú)論是從增長(zhǎng)的幅度、增加的程度，還是發(fā)展的速度來(lái)說(shuō)，純收入與人均GDP都無(wú)法相提并論。

圖1 我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與收入關(guān)系

（二）協(xié)整研究

1.單位根檢驗(yàn)

采用 ADF[5]方法檢驗(yàn)，利用Eviews6.0軟件[6]，對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。滯后階數(shù)采用SIC準(zhǔn)則自動(dòng)確定，結(jié)果如表1。

表1 1978-2009年農(nóng)村居民消費(fèi)、收入等數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知，rhc，rhi序列經(jīng)過(guò)二階差分后的ADF檢驗(yàn)值均小于1%、5%和10%顯著水平下臨界值，原序列和一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值均大于1%、5%和10%水平下的臨界值，說(shuō)明兩個(gè)原序列和一階差分序列是非平穩(wěn)時(shí)間序列，即消費(fèi)、收入序列都不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，而是二階單整序列，可記為：rhct～I(xiàn)（2）和 rhit～I(xiàn)（2）。

2.協(xié)整分析

（1）模型構(gòu)建

其中：β0、 為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3、β4和 β5分別為rhit、rhct-1、rhct-2、rhit-1和 rhit-2的系數(shù)；d1 為虛擬變量 （1998 年前 d1=0，1998 年后 d1=1）；rhc為農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出；rhi為人均純收入；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。運(yùn)用協(xié)整回歸法可分別估計(jì)出如下方程：

注：***表示通過(guò)1%水平顯著性檢驗(yàn)；**表示通過(guò)5%水品顯著性檢驗(yàn)；*表示通過(guò)10%水平顯著性檢驗(yàn)，下同

看priest的一篇小說(shuō)，其中有個(gè)冉姓人物，驚才絕艷，文武雙全。一次交戰(zhàn)中，他陷于絕境，身下是萬(wàn)丈懸崖。

從回歸結(jié)果（2）式可以看出，除了常數(shù)項(xiàng)和前兩期消費(fèi)以外，式中各個(gè)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于5%顯著水平下的臨界值2.042，說(shuō)明所選擇的解釋變量都很顯著；F值也表明模型較顯著，調(diào)整后的可決系數(shù)達(dá)到0.99以上；經(jīng)偏相關(guān)系數(shù)和lm檢驗(yàn)，不存在自相關(guān)；又經(jīng)arch檢驗(yàn)，也不存在異方差，因此說(shuō)明建立的消費(fèi)—收入關(guān)系的線(xiàn)性模型能通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)，模型的解釋能力非常強(qiáng)。

又由（2）式可知，農(nóng)村居民的消費(fèi)支出不僅僅受當(dāng)期收入的影響，而且還受前一、二期消費(fèi)和收入水平的共同影響。具體來(lái)說(shuō)，農(nóng)村居民人均純收入本期增加100元，會(huì)使本期消費(fèi)增加約75.58元，這點(diǎn)與統(tǒng)計(jì)分析得出的76.15元非常接近。農(nóng)民消費(fèi)還存在“棘輪效應(yīng)”，表現(xiàn)為上期消費(fèi)水平對(duì)本期消費(fèi)支出有強(qiáng)烈的消費(fèi)示范性，即前一期消費(fèi)水平提高100元，會(huì)提升本期消費(fèi)76.12元。也就是說(shuō)農(nóng)民消費(fèi)不能擺脫過(guò)去的消費(fèi)習(xí)慣，即使當(dāng)期收入水平下降了，但輕易不隨收入的降低而減少消費(fèi)，而易于隨收入的提高增加消費(fèi)。這或許也反映了現(xiàn)在廣大農(nóng)村居民迫切想提高消費(fèi)水平，追求美好生活的良好愿望。前兩期消費(fèi)增加100元，會(huì)使本期消費(fèi)減少33.35元，反映了農(nóng)村居民消費(fèi)的理性回歸。前一期收入水平與當(dāng)期消費(fèi)顯著地負(fù)相關(guān)，即當(dāng)農(nóng)民前期收入提高100元時(shí)，反而會(huì)對(duì)農(nóng)民現(xiàn)期消費(fèi)起約62.88元的制約作用。這一點(diǎn)可以從兩個(gè)方面得以解釋?zhuān)阂皇鞘軒浊陙?lái)的古訓(xùn)“積谷防饑，養(yǎng)子防老”的影響，農(nóng)民形成的節(jié)儉美德的反映；二是農(nóng)村社會(huì)保障制度缺失的寫(xiě)照，農(nóng)民缺乏收入保障機(jī)制，農(nóng)業(yè)還存在靠天吃飯的現(xiàn)象，收入預(yù)期不穩(wěn)定，有錢(qián)也要省著花。前二期收入水平與當(dāng)期消費(fèi)顯著地正相關(guān)，即當(dāng)農(nóng)民前二期收入提高100元時(shí)，促進(jìn)農(nóng)民現(xiàn)期消費(fèi)提高約35.74元，這或許是農(nóng)民因?yàn)楦辉Ａ?，而享受美好生活的表現(xiàn)。由于在90年代末期，農(nóng)村居民消費(fèi)與收入間的關(guān)系發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化，所以設(shè)立了虛擬變量來(lái)反映這種結(jié)構(gòu)變化。這樣分段的農(nóng)民消費(fèi)函數(shù)為：

雖然-0.1917元符合自發(fā)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)含義，其t統(tǒng)計(jì)值卻很小，理論上表現(xiàn)為不顯著。不過(guò)對(duì)于回歸結(jié)果中常數(shù)項(xiàng)不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的問(wèn)題，拉瑪納山[7]是這樣解釋的：常量項(xiàng)沒(méi)有自然解釋并且俘獲了因變量的均值和省略變量的平均影響，所以一般規(guī)則是忽略常量項(xiàng)的顯著性或干脆舍棄，除非有特別充足的統(tǒng)計(jì)理由，否則不能去掉常量項(xiàng)，因?yàn)檫@樣做會(huì)讓回歸線(xiàn)強(qiáng)行通過(guò)原點(diǎn)，從而導(dǎo)致嚴(yán)重的模型設(shè)定錯(cuò)誤。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用EG檢驗(yàn)法[7]檢驗(yàn)消費(fèi)與收入、消費(fèi)對(duì)數(shù)與收入對(duì)數(shù)變量之間的協(xié)整性，從（2）式得到殘差序列εt的線(xiàn)性組合方程，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表2可以看出，εt的ADF值都均小于1%、5%和10%顯著性水平的臨界值，于是可以判定εt是平穩(wěn)序列，即：εt～I(xiàn)（0）。 結(jié)合前文得出的結(jié)論：rhct～I(xiàn)（2）、rhit～I(xiàn)（2），可以得出農(nóng)村居民的消費(fèi)與收入之間具有協(xié)整性，二者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即：rhit，rhct～CI（2，2）。 最終構(gòu)建出的消費(fèi)—收入模型都通過(guò)了各項(xiàng)檢驗(yàn)，反映出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)與純收入之間的相互關(guān)系具有較強(qiáng)的解釋力度。

3.誤差修正模型的建立

以穩(wěn)定的時(shí)間序列εt作為誤差修正項(xiàng)，可建立如下誤差修正模型[9]：

各項(xiàng)檢驗(yàn)均通過(guò)。在兩模型中，各差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響。這樣，被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期波動(dòng)，一部分是長(zhǎng)期均衡。

在（3）式中，依據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量，農(nóng)民人均純收入短期變化100元，將引起居民消費(fèi)的相同方向的88.26元變化；如果前期人均純收入變化100元，引起居民消費(fèi)相反方向變化55.33元；而上一期農(nóng)民消費(fèi)的100元變化，也引起居民消費(fèi)的相同方向的89.65元變化，上二期農(nóng)民消費(fèi)的100元變化，亦引起居民消費(fèi)的相反方向的39.68元變化，反映出農(nóng)民消費(fèi)具有攀比性和盲目性的特點(diǎn)，農(nóng)村居民缺乏一定的消費(fèi)平滑能力，消費(fèi)心理不成熟；ecm項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計(jì)值-9395看，調(diào)整力度是“巨大”的：若t-1時(shí)刻農(nóng)民消費(fèi)大于其長(zhǎng)期均衡解，ecm為正，則使得Δrhct減少；否則，會(huì)發(fā)生相反的調(diào)節(jié)，體現(xiàn)了長(zhǎng)期非均衡誤差對(duì)rhct的控制。前面分析的邊際消費(fèi)傾向存在大幅波動(dòng)得到了很好的佐證，好像不符合“常識(shí)”，但或許是農(nóng)民消費(fèi)情況的真實(shí)縮影。又由（2）和（3）式可知，農(nóng)民消費(fèi)的長(zhǎng)期乘數(shù) kL為 0.8464；短期乘數(shù) kS為 0.6582，這也可以在一定程度上解釋為什么農(nóng)民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較小的原因，符合統(tǒng)計(jì)資料反映的現(xiàn)實(shí)。

四、結(jié)論與建議

根據(jù)上述分析，可得出的結(jié)論有：一是農(nóng)民的消費(fèi)與收入之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且當(dāng)消費(fèi)與收入的關(guān)系偏離長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡值時(shí)，消費(fèi)會(huì)自動(dòng)地向均衡方向調(diào)整；二是消費(fèi)不僅受當(dāng)期收入的影響，而且還受前期收入與前期消費(fèi)的共同影響；三是農(nóng)民的消費(fèi)與收入之間存在著短期的波動(dòng)關(guān)系，反映出農(nóng)民短期消費(fèi)容易受到消費(fèi)心理、政策、自然災(zāi)害和個(gè)人疾病等外部沖擊的影響而發(fā)生較大幅度的波動(dòng)，表現(xiàn)出一定的非理性；四是農(nóng)民的長(zhǎng)、短期消費(fèi)的乘數(shù)都較小，從而客觀(guān)上形成農(nóng)民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較低的現(xiàn)實(shí)。

為此，要想有效地刺激我國(guó)的消費(fèi)需求，提升農(nóng)民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)可持續(xù)地發(fā)展，必須構(gòu)建政策選擇的戰(zhàn)略思路：

第一，突出農(nóng)業(yè)的戰(zhàn)略基礎(chǔ)地位，加大對(duì)農(nóng)業(yè)投入，大力推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整，全面提高專(zhuān)業(yè)化水平，加快發(fā)展是關(guān)鍵；第二，加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，以統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鄉(xiāng)一體化戰(zhàn)略和小城鎮(zhèn)戰(zhàn)略為突破口，解決“經(jīng)濟(jì)落后、文化落后、社會(huì)落后、鄉(xiāng)村面貌落后”等問(wèn)題是根本；第三，維護(hù)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)利益，理順收人分配機(jī)制，保證平等權(quán)利，千方百計(jì)地促進(jìn)增收是基礎(chǔ)；第四，建立健全城鄉(xiāng)一體化的農(nóng)村社會(huì)保障體系，改善農(nóng)民消費(fèi)預(yù)期，引導(dǎo)農(nóng)民樹(shù)立正確消費(fèi)觀(guān)念，增強(qiáng)農(nóng)民消費(fèi)信心是保障；第五，不斷改善農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境，推進(jìn)農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程是條件；第六，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民的各種科技文化普及教育，提高廣大農(nóng)民的整體素質(zhì)，正確引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是重要手段。

總之，要千方百計(jì)地讓公共財(cái)政的“陽(yáng)光”更多地照耀到農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民，讓農(nóng)民們也能體面地生活，以促進(jìn)社會(huì)更加和諧地發(fā)展。

[1]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2010

[2]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要2010[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2010

[3]高鴻業(yè).西方經(jīng)濟(jì)學(xué)（第四版）[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2007：448-458

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Empirical analysis on the rural consumer behavior in China

XU Qiang

According to the western consumption theory， based on the rural residents’ consumption and income sample data from 1978 to 2009， established econometric model， used cointegration analysis method， this article makes an empirical research on the farmers’ consumer behavior.It is found that there is a long-term equilibrium relationship between the farmers’ consumption and income， and the short-term consumption of farmers is susceptible to be impacted and the farmers’short-term consumption shows a little irrational.It is found that the farmers' long-term consumption multiplier and short-term consumption multiplier is still small， thus in words of the farmer’s consumption effect， there is objectively a low contribution on the economic growth..AS far as the amplitude， the growth of degree， and the increase speed of development is concerned，the net income of farmers cannot be comparable with the per capita GDP.The article proposes the policy recommendations that the farmers can also live honorably.

the rural residents； consumption function； cointegration analysis； error correction model

C812 < class="emphasis_bold">[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

A

1009-9530（2011）05-0047-04

2011-07-15

徐強(qiáng)（1971-），男，安徽淮南人，安徽理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，碩士。