中國與絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶主要國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長分解及影響因素
——基于CMS模型與拓展引力模型的實(shí)證分析

曾 虹

(嘉興職業(yè)技術(shù)學(xué)院，浙江嘉興 314036)

《推動共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動》的發(fā)布，標(biāo)志著中國與“一帶一路”國家的合作進(jìn)入新階段。一方面入世后中國對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)產(chǎn)品的出口有突飛猛進(jìn)的增長[1]；另一方面絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶主要國家在農(nóng)業(yè)上具有比較優(yōu)勢與中國存在農(nóng)業(yè)資源及農(nóng)產(chǎn)品的互補(bǔ)，可見中國與絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶主要國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的研究對于中國糧食安全、重要農(nóng)產(chǎn)品供給戰(zhàn)略以及農(nóng)業(yè)安全與貿(mào)易均有重要意義[2-3]。目前，學(xué)術(shù)界圍繞中國與絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶國家之間的貿(mào)易研究已經(jīng)展開，但關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長潛力的實(shí)證研究較少。因此，本試驗(yàn)以中國與絲綢之路主要國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易為研究對象，用恒定市場份額模型測算中國與絲綢之路主要國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長動力，并利用拓展后的引力模型實(shí)證分析中國和絲綢之路國家間雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響因素[4-6]，進(jìn)而提出促進(jìn)中國和相關(guān)國家有效開展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的對策建議。

1 貿(mào)易增長分解

入世以后中國對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶農(nóng)產(chǎn)品的出口有了突飛猛進(jìn)的增長。2002年中國對俄羅斯(簡稱俄)農(nóng)產(chǎn)品的出口額為4.4億美元，2015年增加到17億美元，增長了2.86倍；而中國對哈薩克斯坦(簡稱哈)農(nóng)產(chǎn)品的出口額也由207.05萬美元增加到2 245.9萬美元，增幅高達(dá)9.85倍。那么農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長背后的因素分解是怎樣的呢？

1.1 恒定市場份額模型

恒定市場份額模型(constant market shares analysis，CMS)認(rèn)為2國的雙邊貿(mào)易增長取決于2國的相互需求及彼此產(chǎn)品的國際競爭力，因此該模型成為目前研究貿(mào)易增長動因和國際競爭力使用較多的模型，本研究借鑒Jepma的CMS模型對貿(mào)易增長進(jìn)行第2層次因素分解。

(1)

可將公式(1)簡化表示成：

x=m+s(m+1)=m+s+sm。

(2)

即出口增長率=市場擴(kuò)大效應(yīng)+競爭力效應(yīng)=市場擴(kuò)大(結(jié)構(gòu))+市場份額增長+二階相互作用。其中市場擴(kuò)大效應(yīng)m(別稱結(jié)構(gòu)效應(yīng))表示由于進(jìn)口國進(jìn)口需求規(guī)模及進(jìn)口結(jié)構(gòu)變動引致的1國出口額的增長；競爭力效應(yīng)s(m+1)表示1國的出口增長與世界進(jìn)口需求結(jié)構(gòu)的匹配程度，即該國出口商品競爭力提升引致的出口額增長，由兩部分組成，即市場份額增長率s、二階相互作用效應(yīng)sm。具體分別表示如下。

(3)

式中：Xij表示國家i對國家j的出口額；Mj表示國家j的進(jìn)口額；0表示基期，t表示報(bào)告期。本研究使用中國入世后2002—2015年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，根據(jù)公式(2)和公式(3)測算中國與絲綢之路主要國家的農(nóng)產(chǎn)品出口增長并對其進(jìn)行因素分解。根據(jù)WTO農(nóng)產(chǎn)品協(xié)議中的定義，農(nóng)產(chǎn)品包括HS前24章的產(chǎn)品以及其他章部分產(chǎn)品。本研究測算了中國與絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶6個國家的貿(mào)易增長分解，具體包括俄羅斯和中亞5國，即哈薩克斯坦(簡稱哈)、烏茲別克斯坦(簡稱烏)、土庫曼斯坦(簡稱土)、吉爾吉斯斯坦(簡稱吉)、塔吉克斯坦(簡稱塔)。貿(mào)易數(shù)據(jù)來自WTO COMTRAE數(shù)據(jù)庫。

1.2 增長分解測算

為了對中國與絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶主要國家農(nóng)產(chǎn)品出口增長分解全面、細(xì)致、精準(zhǔn)地認(rèn)識，分別將研究期進(jìn)一步細(xì)分為2002—2006、2007—2011、2012—2015年3個區(qū)間；此外為了進(jìn)行不同國別間以及同一國別橫向比較和縱向比較，在分時(shí)間區(qū)間的基礎(chǔ)上又分別測算了各區(qū)間內(nèi)的定基指數(shù)和環(huán)比指數(shù)，其中環(huán)比指數(shù)的構(gòu)建與測算在前人的研究中并未涉及。由于部分?jǐn)?shù)據(jù)的不可獲得性，最終測算結(jié)果見表1、表2(由于WTO CONTRADE數(shù)據(jù)庫中相關(guān)年份僅有俄羅斯、吉爾吉斯斯坦、哈薩克斯坦的進(jìn)口數(shù)據(jù)，沒有土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦和塔吉克斯坦的進(jìn)口數(shù)據(jù)，受限于數(shù)據(jù)的不可獲得性，只能進(jìn)行中國對前3個國家出口增長因素分解及測算中國對后3個國家的出口增長情況)。

表1 中國對俄、哈、吉農(nóng)產(chǎn)品出口增長因素分解 %

注：原始數(shù)據(jù)來源于COMTRADE數(shù)據(jù)庫，經(jīng)計(jì)算獲得。表2同。

表2 中國對塔、土、烏農(nóng)產(chǎn)品出口增長 %

測算結(jié)果表明，從以2002年為基期的出口定基增長指數(shù)來看，中國入世后的14年間對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶主要國家農(nóng)產(chǎn)品出口增長均為正值，并均迅速且大幅地增長，其中增長幅度最大的依次是吉爾吉斯斯坦和塔吉克斯坦，增幅分別高達(dá)2 930.50%、1 450.14%；增長幅度最小的是俄羅斯，但其增幅也高達(dá)286.36%，可見增長之迅速。從分階段的出口增長環(huán)比指數(shù)來看，2002—2015年的3個細(xì)分階段中俄、中哈、中吉、中塔的出口增速均有明顯的放緩趨勢，以中俄為例，第1個階段2002—2006年出口增幅為90.91%，到第3個階段2012—2015年出口增幅跌至-5.56%，一方面可能是中對俄農(nóng)產(chǎn)品出口基數(shù)較大導(dǎo)致出口增速放緩，另一方面可能是出口規(guī)模在2011年之后出現(xiàn)縮減可能是因?yàn)槎砹_斯在2011年加入WTO使得其貿(mào)易伙伴多元化，同時(shí)中土、中烏的出口增速則呈現(xiàn)波動性。

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究只能對中俄、中哈、中吉的出口增長進(jìn)行第2層次的分解(表1)。從2002年為基期的定基指數(shù)來看，中國對3國的競爭力效應(yīng)均為正，且在各種效應(yīng)中貢獻(xiàn)最大，其中競爭力效應(yīng)貢獻(xiàn)最大的是對吉爾吉斯斯坦的出口，2015年該指數(shù)高達(dá)2 921.7%，即使最低的俄羅斯該指數(shù)也高達(dá)281.2%，可見產(chǎn)品競爭力對中國出口增速貢獻(xiàn)最大。此外對比競爭力效應(yīng)指數(shù)從國別來看，中國對吉爾吉斯斯坦農(nóng)產(chǎn)品出口競爭優(yōu)勢最明顯，而對俄羅斯、哈薩克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力還須進(jìn)一步提升。而對競爭力效應(yīng)的進(jìn)一步分解顯示，從2002年為基期的定基指數(shù)來看，雖然個別細(xì)分階段期間中國對3國農(nóng)產(chǎn)品出口的市場擴(kuò)大效應(yīng)、市場增長份額出現(xiàn)負(fù)值，但到研究樣本期末2015年中國對3國的市場擴(kuò)大效應(yīng)、市場增長份額為正；同時(shí)二階相互作用效應(yīng)則始終為正。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 拓展的引力模型設(shè)定及數(shù)據(jù)處理

本研究使用拓展的引力模型實(shí)證研究中國與絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶主要國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響因素。引力模型中最經(jīng)典的解釋變量是2國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模GDP(或人口規(guī)模)和距離，在此基礎(chǔ)上學(xué)者們不斷地加入其他元素，如2國是否接壤、是否使用相同的語言、是否成立FTA等。解釋變量的選取在前人對引力模型研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合本研究對象的獨(dú)特性進(jìn)行有針對性的拓展?？紤]到農(nóng)業(yè)的特殊性，研究模型增加了土地資源稟賦、2國人均GDP差距2個解釋變量；因?yàn)檗r(nóng)業(yè)是典型的土地密集型行業(yè)，設(shè)置了土地資源稟賦指標(biāo)以反映1國在農(nóng)業(yè)上的比較優(yōu)勢；而2國人均GDP差距則反映了雙方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距，或者說1國在綜合稟賦上的比較優(yōu)勢，最終本研究拓展的引力模型構(gòu)建見公式(4)。

traij(ex?im)t=α0+α1gdpit+α2gdpjt+α3disij+α4lanjt+α5gapijt+α6wtoijt+μit。

(4)

式中：被解釋變量traij(ex?im)t表示t期中國與某貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易額取對數(shù)，ex表示出口額，im表示進(jìn)口額，即本研究分別對雙邊出口額和雙邊進(jìn)口額進(jìn)行實(shí)證回歸。解釋變量中g(shù)dpit表示t期中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值取對數(shù)；gdpjt表示t期貿(mào)易伙伴國的國內(nèi)生產(chǎn)總值取對數(shù)；disij表示中國與貿(mào)易國距離取對數(shù)；lanjt表示t期貿(mào)易伙伴國的土地資源稟賦，用人均國土面積取對數(shù)表示；gapijt表示t期貿(mào)易伙伴國與中國的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值差距，經(jīng)全部同距平移為正數(shù)后取對數(shù)處理(因有些貿(mào)易伙伴國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值大于中國，有些國家小于中國，國家間人均收入差距有正值、也有負(fù)值，無法直接取對數(shù)，因此先將所有的國家間人均收入差距原始值進(jìn)行同等幅度的向上平移致均為正值，平移后數(shù)據(jù)再取對數(shù))；wtoijt表示2國在t期是否同為WTO成員，如果是則取1，否則取0。

本試驗(yàn)的研究樣本期間為2002—2015年，貿(mào)易數(shù)據(jù)來自WTO的COMTRADE數(shù)據(jù)庫；各國的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP按照2015年不變價(jià)格美元計(jì)價(jià)，百萬美元；各國總?cè)丝谶x用年中人數(shù)，千人。GDP和人口數(shù)據(jù)來自于CONFERENCE-BORDER Total Economy Database，國家間距離來自CEPII數(shù)據(jù)庫，國土面積數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國UNCTAD的STAT數(shù)據(jù)庫。

2.2 出口的拓展引力模型回歸結(jié)果

對中國與絲綢之路主要國家農(nóng)產(chǎn)品出口額進(jìn)行回歸分析，涉及跨國面板模型，要進(jìn)行一系列檢驗(yàn)。首先Hausman檢驗(yàn)顯示，chi=195.30，P=0.000 00，拒絕了原假設(shè)，所以選取固定效應(yīng)模型；其次異方差檢驗(yàn)顯示，chi=119.56，P=0.000 0，拒絕了原假設(shè)，說明存在異方差；再次序列相關(guān)檢驗(yàn)顯示，F(xiàn)=9.261，P=0.028 6，拒絕了原假設(shè)，說明存在一階序列相關(guān)；最后截面相關(guān)檢驗(yàn)顯示，F(xiàn)rees′=0.039<0.184 1(0.10的臨界值)，接受原假設(shè)，說明截面間不存在相關(guān)性。因此，采取綜合處理方法回歸，回歸結(jié)果見表3第1列；由于個別變量不顯著，因此又剔除不顯著變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表3第2列。

表3 拓展引力模型的回歸結(jié)果——出口

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上差異顯著。表4同。

從對中國雙邊農(nóng)產(chǎn)品出口額的回歸結(jié)果來看，中國和貿(mào)易伙伴國的國內(nèi)生產(chǎn)總值均顯著：中國經(jīng)濟(jì)規(guī)模gdpi為正顯著，貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟(jì)規(guī)模gdpj為負(fù)顯著，說明中國的農(nóng)產(chǎn)品出口對于進(jìn)口國而言存在進(jìn)口替代現(xiàn)象，即進(jìn)口國經(jīng)濟(jì)越增長從中國進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品越少，越不利于中國對該國農(nóng)產(chǎn)品出口。2國的地理距離對出口的影響為負(fù)，但并不顯著，原因可能是中國出口絲綢之路主要國家的農(nóng)產(chǎn)品屬于較高質(zhì)量的產(chǎn)品，符合“華盛頓蘋果”效應(yīng)理論，因此降低了距離運(yùn)輸成本對貿(mào)易的影響。貿(mào)易伙伴國的土地稟賦對中國和該國雙邊出口有負(fù)向的顯著影響，符號與理論預(yù)期保持一致，值得指出的是該變量的系數(shù)絕對值最大，說明貿(mào)易伙伴國的土地稟賦對中國農(nóng)產(chǎn)品雙邊出口影響最大。貿(mào)易伙伴國與中國人均收入的差距顯著負(fù)向影響了中國對伙伴國的出口，說明貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高于中國，越會使得中國對其出口的農(nóng)產(chǎn)品減少，這也驗(yàn)證了模型中前2個變量(gdpi、gdpj)的回歸結(jié)果，原因可能是本研究考察的貿(mào)易伙伴國家大多農(nóng)業(yè)資源豐富，與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補(bǔ)性較強(qiáng)，這些國家從中國進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品具有進(jìn)口替代性質(zhì)，伴隨著伙伴國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，其進(jìn)口替代能力增強(qiáng)。雙方同為WTO成員對出口有顯著正向影響，這也與中國農(nóng)產(chǎn)品雙邊出口增長分解結(jié)果保持一致。

2.3 進(jìn)口的拓展引力模型回歸結(jié)果

由于WTO COMTRADE中并未匯報(bào)2005—2010年中國從塔吉克斯坦的進(jìn)口額，所以只能對中國與其余5國的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，回歸步驟與出口回歸步驟相同，且采取相同方法對跨國面板數(shù)據(jù)進(jìn)行各種檢驗(yàn)并確定選取固定效應(yīng)模型，最終也采取綜合處理方法回歸，回歸結(jié)果見表4第1列；由于個別變量不顯著，因此剔除不顯著變量后進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表4第2列。

從中國雙邊農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額的回歸結(jié)果來看，與理論預(yù)期保持一致中國經(jīng)濟(jì)規(guī)模對雙邊進(jìn)口有顯著正向影響；而貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟(jì)規(guī)模有正影響，但該影響并不顯著，原因可能是在進(jìn)口貿(mào)易中是進(jìn)口國而非出口國擁有貿(mào)易主導(dǎo)權(quán)。距離對雙邊進(jìn)口產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，該變量系數(shù)絕對值大小僅次于貿(mào)易伙伴國土地稟賦，可見距離運(yùn)輸成本對雙邊貿(mào)易產(chǎn)生較大影響，這是因?yàn)橐环矫娼z綢之路主要國家與中國貿(mào)易以鐵路和公路運(yùn)輸為主，成本較高，另一方面中國從絲綢之路主要國家進(jìn)口產(chǎn)品中大路貨比重較高，因此距離運(yùn)輸成本對貿(mào)易產(chǎn)生顯著負(fù)影響。貿(mào)易伙伴國土地資源稟賦對進(jìn)口存在顯著正向影響，同出口的回歸保持一致，即該系數(shù)絕對值在所有解釋變量中也最大，說明中國對絲綢之路主要國家農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口深受貿(mào)易伙伴國土地稟賦或者說進(jìn)口國農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢的影響，即中國雙邊農(nóng)業(yè)貿(mào)易建立在貿(mào)易伙伴的農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢基礎(chǔ)之上。雙方同為WTO成員對雙邊進(jìn)口也有顯著正向影響，也與中國農(nóng)產(chǎn)品雙邊出口增長分解結(jié)果保持一致。

表4 拓展引力模型的回歸結(jié)果——進(jìn)口

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

本研究分別使用恒定市場份額模型、拓展引力模型實(shí)證分析中國對絲綢之路主要國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模分解及其影響因素。

恒定市場份額模型對中國與絲綢之路主要國家農(nóng)產(chǎn)品出口增長因素分解的測算結(jié)果表明，首先，中國入世后14年間對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶主要國家農(nóng)產(chǎn)品出口均有大幅的增長；其次，從出口增長的第2層次分解的定基指數(shù)來看，中國對俄、哈、吉3國的競爭力效應(yīng)均為正，且在各種效應(yīng)中貢獻(xiàn)最大，即農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)品競爭力在中國對上述國家的農(nóng)產(chǎn)品出口增速中貢獻(xiàn)最大；最后，從國別來看中國對吉爾吉斯斯坦農(nóng)產(chǎn)品出口競爭優(yōu)勢最明顯，中國對俄羅斯、哈薩克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力還須進(jìn)一步提升。

拓展的引力模型對中國與絲綢之路主要國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模影響因素的實(shí)證分析分為6個方面。實(shí)證結(jié)果表明：第一，貿(mào)易伙伴國的土地稟賦對雙邊出口和進(jìn)口均有顯著影響，且該系數(shù)絕對值在所有解釋變量中均最大，說明農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易深受貿(mào)易伙伴國土地稟賦影響或者說伙伴國農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢的影響，即中國雙邊農(nóng)業(yè)貿(mào)易建立在貿(mào)易伙伴的農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢基礎(chǔ)之上；第二，制度安排對雙邊貿(mào)易均有顯著正向影響；第三，中國和貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟(jì)規(guī)模分別對雙邊出口產(chǎn)生顯著正影響和負(fù)影響，說明中國的農(nóng)產(chǎn)品出口對于進(jìn)口國而言有進(jìn)口替代現(xiàn)象；第四，貿(mào)易伙伴國與中國人均收入差距對雙邊出口有顯著負(fù)向影響，說明伴隨著伙伴國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，其進(jìn)口替代能力也變強(qiáng)；第五，中國和貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟(jì)規(guī)模對雙邊進(jìn)口均有正向影響，不過后者并不顯著，原因可能是在進(jìn)口貿(mào)易中是進(jìn)口國擁有主導(dǎo)權(quán)；第六，距離對雙邊進(jìn)口產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，原因可能是絲綢之路主要國家均為內(nèi)陸國家且向中國出口農(nóng)產(chǎn)品中大路貨比重較高，因此距離對貿(mào)易產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。

3.2 建議

“一帶一路”是中國的重要國家倡儀，為更好地推動這一倡儀，中國推出了包括絲路基金有限責(zé)任公司、亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行等投資融資機(jī)制，并構(gòu)建邊境口岸等多種形式的經(jīng)貿(mào)合作開放平臺。結(jié)合本研究的實(shí)證結(jié)果提出如下建議：第一，雖然農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)品競爭力在中國對上述國家的農(nóng)產(chǎn)品出口增速中貢獻(xiàn)最大，但同時(shí)中國的農(nóng)產(chǎn)品出口對于進(jìn)口國而言有進(jìn)口替代現(xiàn)象，且伴隨著伙伴國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，其進(jìn)口替代能力也變強(qiáng)，因此中國要繼續(xù)提高對絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶主要國家出口農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量，進(jìn)一步提升出口產(chǎn)品競爭力。第二，從國別上來看，中國對俄羅斯、哈薩克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力較弱，對這2個市場還須有針對性地進(jìn)一步提升出口競爭力。第三，中國“一帶一路”國家雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易建立在貿(mào)易伙伴的農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢基礎(chǔ)之上，要利用絲路基金有限責(zé)任公司、亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行等便利機(jī)制提高“一帶一路”國家的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而為發(fā)揮中國與這些國家農(nóng)產(chǎn)品的巨大貿(mào)易潛力及農(nóng)業(yè)合作空間奠定基礎(chǔ)。第四，制度安排對雙邊貿(mào)易均有顯著正向影響，因此要繼續(xù)利用國際機(jī)制安排來推動與“一帶一路”國家的農(nóng)業(yè)經(jīng)貿(mào)合作。第五，距離對進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，因此要充分利用絲路基金有限責(zé)任公司、亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行等資金平臺加強(qiáng)“一帶一路”國家間公路、橋梁等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低中國與“一帶一路”國家的運(yùn)輸成本，通過降低交易成本的方法促進(jìn)雙邊貿(mào)易[7]。第六，嘗試多種區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形式，促進(jìn)中國與“一帶一路”國家的經(jīng)貿(mào)合作。第七，積極開拓除貿(mào)易之外的其他經(jīng)濟(jì)合作，如利用“一帶一路”國家的農(nóng)業(yè)資源，通過中國企業(yè)“走出去”的方式進(jìn)行農(nóng)業(yè)合作。

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