• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    鄉(xiāng)城流動借款人信用風(fēng)險與空間收入差異決定

    2019-06-04 08:05:24何光輝楊咸月
    關(guān)鍵詞:流出地流入地借款人

    何光輝 , 杜 威 , 楊咸月

    (1. 復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海 200433; 2. 上海社會科學(xué)院 應(yīng)用經(jīng)濟(jì)研究所,上海 200020)

    一、引 言

    在中國城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的進(jìn)程中,流向城市的農(nóng)村勞動大軍已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)增長和城市發(fā)展的重要力量(伍山林,2016;葉文平等,2018)。然而,由于來自于收入、教育等方面與城市相比均相對較低的農(nóng)村流動人口,他們除了面臨就業(yè)和收入的戶籍歧視、社會融入難等問題(王美艷,2005;余向華和陳雪娟,2012;章莉等,2014;楊菊華,2015)外,有時還因遭受諸多誤解、不信任甚至可能被認(rèn)為信用不好、風(fēng)險高而備受歧視。那么,從農(nóng)村流動到城市的鄉(xiāng)城流動者的信用風(fēng)險狀況究竟如何,現(xiàn)有研究比較欠缺,這在當(dāng)前整個社會誠信欠佳的環(huán)境下,無論是對這個龐大的群體本身的生存發(fā)展,還是對社會經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步而言,均是相關(guān)學(xué)術(shù)研究領(lǐng)域的一種欠缺,迫切需要就此進(jìn)行研究。

    全國第六次人口普查資料顯示,2010年我國流動人口2.21億人。其中,鄉(xiāng)城流動人口年齡結(jié)構(gòu)最為年輕,其年齡中位數(shù)為28歲,65歲及以上人口僅占1.96%,低于全部流動人口中65歲占3.12%的人口比例(馬小紅等,2014)?!吨袊鲃尤丝诎l(fā)展報告》預(yù)測,到2020年農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口將達(dá)到2.18億,占總流動人口的75%以上。可見,這些鄉(xiāng)城流動者已經(jīng)并將繼續(xù)對中國經(jīng)濟(jì)社會各領(lǐng)域產(chǎn)生重大影響,應(yīng)該得到高度重視和關(guān)注。事實(shí)上,諸多研究已經(jīng)就流動人口對經(jīng)濟(jì)增長、城市發(fā)展的影響以及在就業(yè)、收入、戶籍歧視、社會融入等方面進(jìn)行了廣泛深入的探討(伍山林,2016;葉文平等,2018;王美艷,2005;余向華和陳雪娟,2012;章莉等,2014;楊菊華,2015),同時有關(guān)信用風(fēng)險的文獻(xiàn)也非常豐富(Ausubel,1991;Agarwal等,2010;Adams等,2009;Karlan和Zinman,2009;Dobbie和Skiba,2013;Hertzberg等,2018;Bryan等,2015;Bi?áková,2007;Vissing-Jorgensen,2012;平新喬和楊慕云,2009)。然而,卻鮮有關(guān)注流動人口的信用狀況方面的研究。因此,本文從人口流動視角研究鄉(xiāng)城流動借款人的信用風(fēng)險與空間收入差異決定。

    基于某網(wǎng)絡(luò)貸款平臺2015年末到2018年初的全部網(wǎng)絡(luò)借貸樣本,我們發(fā)現(xiàn)借款人具有明顯的鄉(xiāng)城流動特征。根據(jù)居住地址和身份證地址,本文把借款人分為四種類型:第一種為從農(nóng)村流向城市的借款人即鄉(xiāng)城流動借款人,也即居住地址為城市而身份證地址為農(nóng)村,占比為41.54%,由居住在城市的借款人占66.87%可知,居住在城市的借款人中就有62.11%來自農(nóng)村。第二種為城市借款人,即居住地址和身份證地址均為城市,占比為25.33%。第三種為農(nóng)村借款人,即居住地址和身份證地址都為農(nóng)村,占比為32.53%。第四類為城鄉(xiāng)流動借款人,即居住地址為農(nóng)村而身份證地址為城市,這一部分借款人占比僅為0.60%。由此可見,鄉(xiāng)城流動借款人是網(wǎng)絡(luò)借貸最主要的使用者,分析其信用風(fēng)險具有重要意義。樣本中,鄉(xiāng)城流動者的平均年齡不到28歲,與中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中從農(nóng)村流向城市的年齡結(jié)構(gòu)一致(馬小紅等,2014)。這也說明數(shù)據(jù)中的鄉(xiāng)城流動借款人具有代表性,為研究鄉(xiāng)城流動者信用風(fēng)險提供了數(shù)據(jù)保障。不同類型借款人占比情況如表1所示。

    表1 不同類型借款人占比

    本文關(guān)注如下兩個問題:第一,鄉(xiāng)城流動借款人與城市借款人、農(nóng)村借款人的信用風(fēng)險有何差異以及差異背后的原因。這一差異可能是由于不同類型借款人的收入和個體特征等原因所致,其中不同類型借款人最明顯的區(qū)別是是否流動。鄉(xiāng)城流動借款人涉及流出地和流入地,盡管城市借款人可能存在城市之間的流動,農(nóng)村借款人類似,而本文的樣本顯示:69.04%的城市借款人沒有在不同城市間流動,82.97%的農(nóng)村借款人沒有在不同農(nóng)村間流動。在控制其他因素后,如果鄉(xiāng)城流動借款人與其他兩類借款人的信用風(fēng)險有所差異,那么就可以判斷信用風(fēng)險是由于“鄉(xiāng)城流動”這一因素所致。第二,對于鄉(xiāng)城流動借款人,流入地和流出地之間的收入差異是否影響其信用風(fēng)險,流出地和流入地收入在其中起到何種作用。由于城市借款人和農(nóng)村借款人不涉及鄉(xiāng)城流動,大部分也不涉及城市之間、農(nóng)村之間的流動,“流入地與流出地收入差異”這一指標(biāo)大多為0,因此,在分析鄉(xiāng)城流動借款人與流出流入地收入差異的關(guān)系時,只包括鄉(xiāng)城流動借款人樣本?;诖?,本文對以上兩個問題分兩步進(jìn)行研究:第一步,使用總體樣本,說明鄉(xiāng)城流動借款人由于本身的“鄉(xiāng)城流動”這一因素所導(dǎo)致的與其他類型借款人的信用風(fēng)險的差異;第二步,使用鄉(xiāng)城流動借款人樣本,說明鄉(xiāng)城流動借款人信用風(fēng)險與空間收入差異的關(guān)系。

    本文發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)城流動借款人違約概率比城市借款人高,但比農(nóng)村借款人低。進(jìn)一步地,流入地和流出地收入差異與鄉(xiāng)城流動借款人違約概率呈U形關(guān)系,流入地與流出地的收入差異對鄉(xiāng)城流動借款人違約概率的影響先下降后上升,收入在約3萬元時違約概率最低。流入地與流出地的收入差異對違約概率的影響主要來自于流入地收入水平。

    本文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分綜述現(xiàn)有文獻(xiàn),并提出研究假設(shè);第三部分設(shè)定模型、選取變量;第四部分進(jìn)行實(shí)證分析;最后是結(jié)論。

    二、文獻(xiàn)綜述

    有關(guān)信用風(fēng)險的研究非常豐富。由于存在信息不對稱問題,借款人往往在貸前隱藏信息,在貸后隱藏行為,使得貸款者面臨嚴(yán)重的逆向選擇和道德風(fēng)險問題(Stiglitz和Weiss,1981),因此,逆向選擇(Agarwal,2010)和道德風(fēng)險(Karlan和Zinman,2009;平新喬和楊慕云,2009)是借款人違約的重要原因。如Agarwal等(2010)發(fā)現(xiàn)信用卡市場存在嚴(yán)重的逆向選擇問題,那些回應(yīng)次級合約的借款人信用狀況較差,并且具有較高的保留借款利率。Karlan和Zinman(2009)研究發(fā)現(xiàn)道德風(fēng)險機(jī)制是導(dǎo)致違約率的主要原因,而逆向選擇問題的影響較弱。由道德風(fēng)險機(jī)制導(dǎo)致的違約率在13%到21%。平新喬和楊慕云(2009)研究發(fā)現(xiàn),我國信貸市場更支持道德風(fēng)險模型預(yù)測的市場均衡結(jié)果,抵押貸款的事后違約率高于信用貸款的違約率。

    因此,反映借款行為的借款合同選擇和借款合同特征是借款人信用風(fēng)險的重要反映。具體而言,一是借款利率(Ausubel,1991)。Ausubel(1991)發(fā)現(xiàn)信用卡先導(dǎo)利率(introductory rate)每增加1%,違約概率上升1.2%,破產(chǎn)概率上升0.4%。二是借款期限(Hertzberg,2018)。Hertzberg等(2018)利用網(wǎng)絡(luò)借貸平臺提供的自然實(shí)驗(yàn),通過比較兩組可觀測變量完全相同的借款人,第一次驗(yàn)證了借款期限選擇可以用來甄別借款人的私人信息。兩組借款人都有36個月借款期限的無抵押借款,但是其中一組借款人有60個月期限可供選擇。當(dāng)能夠借到長期借款時,更少的借款人會使用短期借款,并且借款人更少違約,借款人基于未來還款能力的私人信息進(jìn)行借款自選擇。三是借款金額(Adams等,2009;Dobbie和Skiba,2013)。Adams等(2009)發(fā)現(xiàn)借款額每增加1 000元,違約概率則上升16%,而那些因?yàn)椴豢捎^測原因多借1 000元的借款人,違約概率上升了18%。Dobbie和Skiba(2013)發(fā)現(xiàn)發(fā)薪日借款人借款金額越大,越不可能違約。借款金額每增大50美元,違約可能性下降17%-33%。然而,在借款可得性保持不變的情況下,逆向選擇顯著存在。逆向選擇效應(yīng)使得借款金額每增大50美元,違約可能性上升16%-47%。

    除了借款特征外,針對信息不對稱問題,一些文獻(xiàn)研究了借款人的信用風(fēng)險甄別問題。如Bryan等(2015)發(fā)現(xiàn)由于同伴壓力,借款人更不易違約;Bi?áková(2007)和Vissing-Jorgensen(2012)也發(fā)現(xiàn)借款人使用借款購買的商品能夠揭示其信用風(fēng)險。更多的文獻(xiàn)對網(wǎng)絡(luò)借貸人的信用風(fēng)險進(jìn)行了分析。由于網(wǎng)絡(luò)借貸人只需要填寫基本信息即可申請借款,一些文獻(xiàn)從P2P投資者角度研究了借款人違約風(fēng)險的識別問題,并且主要依據(jù)的是投資者可以利用的軟信息。如外貌(Duarte等,2012)、朋友圈(Lin等,2013)、頭銜(張海洋和蔡航,2018)、行業(yè)情緒(張皓星和黃益平,2018)。除此之外,借款人的個體特征,如教育水平、性別、年齡等也是反映借款人信用風(fēng)險的重要指標(biāo),這些在關(guān)于網(wǎng)絡(luò)借貸的研究中也都有涉及。

    在銀行借貸中,收入等財務(wù)指標(biāo)是借款人信用風(fēng)險最集中的體現(xiàn),如個人住房抵押貸款(王福林等,2005;馬宇,2009;方匡南和吳見彬,2013;況偉大,2014)和信用卡(方匡南等,2010)。然而,一方面,網(wǎng)絡(luò)借款人的收入信息是其自主填寫的,且大多數(shù)借貸平臺并不強(qiáng)制填寫,也不能保證其真實(shí)性;另一方面,網(wǎng)絡(luò)借款人的收入較低,收入網(wǎng)貸平臺風(fēng)險識別的作用有限。一些使用“人人貸”數(shù)據(jù)的研究,根據(jù)“人人貸”網(wǎng)站設(shè)置的7個收入?yún)^(qū)間刻畫借款人的收入狀況,發(fā)現(xiàn)收入越高,違約率越高(郭峰,2016)。

    但沒有文獻(xiàn)直接研究流動人口的借款信用狀況。一部分文獻(xiàn)研究了借款是否存在種族歧視。Pope和Sydnor(2011)發(fā)現(xiàn)在P2P借貸市場中,黑人相對于白人更不易獲得貸款,即使獲得貸款,其貸款利率和違約率也更高。Duarte等(2012)也發(fā)現(xiàn)黑人有更高的違約率。Ravina(2018)則發(fā)現(xiàn)黑人申請者獲得貸款的可能性顯著降低,支付與白人借款人相似的利率,但更可能違約。有兩篇文獻(xiàn)研究了社會資本對借款人違約和破產(chǎn)的影響,其中涉及人口流動的影響。Buckley和Brinig (1998)研究了美國州級層面社會資本對破產(chǎn)的影響,發(fā)現(xiàn)1980-1991年間86個聯(lián)邦司法區(qū)的破產(chǎn)申請?jiān)黾涌蓺w因于每個州的州際移民,以及州內(nèi)的縣際移民;Agarwal等(2011)基于數(shù)據(jù)中的居住地和出生地信息,識別借款人的流動性并用之度量社會資本,發(fā)現(xiàn)社會資本越高,消費(fèi)者的違約概率和破產(chǎn)概率越低。

    綜上,影響不同類型借款人信用風(fēng)險的因素有很多,收入、個體統(tǒng)計(jì)特征、風(fēng)險偏好、社會資本等因素都會影響借款人的違約行為。借款人收入越高,教育水平越高,信用等級越高,則信用風(fēng)險越小。整體而言,鄉(xiāng)城流動借款人的這些指標(biāo)都居于農(nóng)村借款人和城市借款人之間,因此,鄉(xiāng)城流動借款人信用風(fēng)險居于農(nóng)村借款人和城市借款人之間。但值得關(guān)注的是收入這一變量,在以往關(guān)于網(wǎng)絡(luò)借貸的研究中并沒有發(fā)現(xiàn)收入顯著影響信用風(fēng)險(郭峰,2016)。本文認(rèn)為在控制這些變量后,鄉(xiāng)城流動借款人的信用風(fēng)險仍與城市借款人、農(nóng)村借款人有明顯差異,其中鄉(xiāng)城流動所涉及的“空間收入差異”這一因素發(fā)揮了重要作用。當(dāng)然,導(dǎo)致三類借款人信用風(fēng)險差異的理論作用機(jī)制除了“空間收入差異”因素外,可能還涉及其他因素,但這些因素并不是本文關(guān)注的重點(diǎn),因此,本文在實(shí)證分析中加入了相關(guān)變量。據(jù)此提出研究假設(shè)1。

    假設(shè)1:鄉(xiāng)城流動借款人的信用風(fēng)險比城市借款人高,比農(nóng)村借款人低。

    鄉(xiāng)城流動借款人的信用風(fēng)險可能與地區(qū)收入差異呈非線性關(guān)系。流入地與流出地收入差異較小時,鄉(xiāng)城流動借款人在流入地(城市)的收入與流出地(農(nóng)村)的收入差距不大,從而使鄉(xiāng)城流動借款人更接近于農(nóng)村借款人,違約概率更高;當(dāng)流入地與流出地收入差異較大時,鄉(xiāng)城流動借款人與城市借款人的收入差異更大,流入地的消費(fèi)更高,鄉(xiāng)城流動借款人應(yīng)對支出和收入沖擊的能力更弱,違約概率更高。據(jù)此提出研究假設(shè)2。

    假設(shè)2:鄉(xiāng)城流動借款人的信用風(fēng)險與地區(qū)收入差異呈U形關(guān)系。如果流入地與流出地收入差異越大,借款人的信用風(fēng)險則越高。

    本文進(jìn)一步分析流出地、流入地對鄉(xiāng)城流動借款人信用風(fēng)險的影響。對于鄉(xiāng)城流動者,流入地的收入水平和消費(fèi)水平對借款人的還款表現(xiàn)可能更重要。鄉(xiāng)城流動借款人的工資收入主要來自流入地城市,由于城市存在就業(yè)和工資的戶籍歧視(余向華和陳雪娟,2012;章莉等,2014),借款人應(yīng)對收入沖擊的能力更弱,因而比城市借款人更易違約;在城市整體消費(fèi)水平上,鄉(xiāng)城流動者的相對支出與城市借款人相比更高,應(yīng)對支出沖擊的能力更弱,更易違約。流出地收入水平也可能影響鄉(xiāng)城流動借款人的還款能力。鄉(xiāng)城流動借款人相對于農(nóng)村借款人可能更易接觸和接受網(wǎng)絡(luò)借貸,與城市借款人相比又相對缺乏金融知識,容易受到現(xiàn)時偏好、雙曲線偏好和自我控制等行為偏差的影響(Laibson,1997;O'Donoghue和Rabin,1999),從而更易違約。據(jù)此提出競爭性研究假設(shè)3a和3b:

    假設(shè)3a:鄉(xiāng)城流動借款人信用風(fēng)險與流入地收入水平相關(guān)。

    假設(shè)3b:鄉(xiāng)城流動借款人信用風(fēng)險與流出地收入水平相關(guān)。

    三、模型與變量

    本文研究鄉(xiāng)城流動對借款人信用風(fēng)險的影響,被解釋變量為是否逾期的離散變量,采用研究某事件發(fā)生概率與解釋變量之間關(guān)系的Logit模型(何光輝和楊咸月,2015;Ohlson,1980;Westgaard和Wijst,2001;何光輝等,2017)。該模型是一種概率回歸模型,與Probit模型不同,Logit模型沒有誤差項(xiàng),符合正態(tài)分布的要求,采用極大似然估計(jì),適用性強(qiáng),因此(本文選)取Logit模型進(jìn)行研究。logit模型為非(線性)模型,其分布符合邏輯(分布:) F(X,β)=eXβ/1+eXβ。在logit模型中,p/(1-p)為幾率比,用以衡量被解釋變量類別之間的相對概率。由于logit模型為非線性模型,估計(jì)出的回歸系數(shù)并不表示解釋變量對被解釋變量的邊際影響,因此需要通過計(jì)算轉(zhuǎn)化為邊際效應(yīng),并且隨著解釋變量的變化,邊際效應(yīng)也隨之變化,通常計(jì)算平均邊際效應(yīng)。根據(jù)前述三個研究假設(shè),本文建立如下三個計(jì)量模型:其中被解釋變量y為是否逾期的虛擬變量?;跀?shù)據(jù)特征,本文采用“到期逾期60天未還”進(jìn)行刻畫。在穩(wěn)健性部分,分別用“到期逾期30天未還”和“到期逾期90天未還”進(jìn)行檢驗(yàn),能夠全面反映不同時間長度下的借款人的信用風(fēng)險。

    在核心解釋變量方面,模型1中,變量x1和x2分別表示鄉(xiāng)城流動借款人和農(nóng)村借款人,并以城市借款人作為比較基準(zhǔn)。系數(shù) β1反映鄉(xiāng)城流動借款人與城市借款人違約概率的差異, β2反映農(nóng)村借款人與城市借款人違約概率的差異。模型2中,變量x3和x32表示流入地的人均可支配收入與流出地的人均可支配收入之差及其平方項(xiàng),其系數(shù)衡量了地區(qū)收入差異對鄉(xiāng)城流動借款人信用風(fēng)險的影響。模型3中,變量x4和x42分別表示流出地的人均可支配收入及其平方項(xiàng),變量x5和x5

    2分別表示流入地的人均可支配收入及其平方項(xiàng),其系數(shù)分別衡量了流出地和流入地收入水平對鄉(xiāng)城流動借款人信用風(fēng)險的影響。

    在三個模型中,X為控制變量。根據(jù)已有文獻(xiàn)和數(shù)據(jù)特征,本文控制以下三類變量:第一類為產(chǎn)品類別變量。不同于以往文獻(xiàn)把借款合同特征如利率加入回歸方程(張皓星和黃益平,2018;張海洋和蔡航,2018),本文把產(chǎn)品類別虛擬變量加入回歸中。這是由于名義借款利率是貸出方所獲得的收益,不能完全反映借款人的真實(shí)借款成本,而不同的借款產(chǎn)品加上借款人的信用等級則可以很好地反映借款人的真實(shí)借款人成本。因此,第二類控制變量為借款人信用等級(Lin等,2013;郭峰,2016)。第三類控制變量為借款人個體特征變量,主要包括借款人性別、年齡和教育水平。在樣本中,總共有三種借款產(chǎn)品,第1種產(chǎn)品借款期限為14天或21天,借款金額99%以上為300元到1 500元,到期還本付息。信用等級為E的借款人占96.11%,且不存在信用等級為F的借款人。第2種產(chǎn)品借款期限以3個月為主,借款金額主要在3 000元以下,還款方式以等額本息為主。借款人信用等級以F為主,其次為E,且不存在等級A和等級B的借款人。第3種產(chǎn)品借款期限以12個月為主,借款金額在3 000元以上,還款方式以等額本息為主。借款人信用等級以C和D為主,不存在等級E和等級F的借款人。由于借款人的收入信息較少,在回歸中也嘗試放入借款人收入。被解釋變量、核心變量以及控制變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

    從表2可以看出,在逾期狀況的不同度量方式下,鄉(xiāng)城流動借款人的逾期率比城市借款人高,比農(nóng)村借款人低,不同類型借款人之間逾期率存在差異。從總體上看,借款人主要為男性,中等教育水平。平均年齡27歲左右,30歲以下借款人占到了近60%,與中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中從農(nóng)村流向城市的年齡結(jié)構(gòu)一致(馬小紅等,2014),為本文研究鄉(xiāng)城流動者信用風(fēng)險提供了數(shù)據(jù)保障。借款人信用等級以E和F為主。選擇產(chǎn)品2的借款人占比為70%。在鄉(xiāng)城流動借款人樣本中,流出地的平均可支配收入為1.30萬元,流入地的平均可支配收入為3.88萬元,流入地與流出地收入之差平均值達(dá)2.58萬元。

    表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

    四、實(shí)證分析

    (一)不同類型借款人的信用風(fēng)險識別:空間收入差異的作用

    表3為模型1的回歸結(jié)果?;貧w中逐漸加入控制變量,回歸(1)中只加入鄉(xiāng)城流動借款人和農(nóng)村借款人變量;回歸(2)中控制了借款人的產(chǎn)品選擇行為和借款人信用等級的影響;回歸(3)中控制了借款人個體特征相關(guān)變量。每個回歸的第一列為幾率比,第二列為平均邊際效應(yīng)。

    從表3可以看出,隨著控制變量的逐漸加入,借款人類型變量的顯著性水平?jīng)]有變化,平均邊際效應(yīng)基本一致?;貧w(3)顯示,從平均邊際效應(yīng)看,鄉(xiāng)城流動借款人違約概率比城市借款人高3%左右,但比農(nóng)村借款人低1%,并在1%水平上顯著。鄉(xiāng)城流動借款人的逾期率介于城市借款人和農(nóng)村借款人之間。一般而言,與城市借款人相比,鄉(xiāng)城流動借款人的職業(yè)和收入等可能受戶籍歧視、自身素質(zhì)局限等因素影響,其收入相對較低因而信用風(fēng)險較高;而與農(nóng)村借款人相比,他們受較高收入的吸引而流入城市,收入相對較高因而違約風(fēng)險較低。

    表3 不同類型借款人的信用風(fēng)險

    對于控制變量,借款產(chǎn)品2違約概率比產(chǎn)品1低3%,比產(chǎn)品3低5.2%。信用等級較好地反映了借款人的信用風(fēng)險。借款人信用風(fēng)險隨著信用等級的提升而逐漸降低。男性借款人違約概率比女性高3.7%;隨著年齡增大,借款人違約概率上升;隨著學(xué)歷提高,借款人違約概率逐步下降,學(xué)歷也有效反映了借款人的信用風(fēng)險。

    (二)鄉(xiāng)城流動借款人的信用風(fēng)險:信用風(fēng)險與空間收入差異的關(guān)系

    與農(nóng)村借款人和城市借款人不同,鄉(xiāng)城流動者從農(nóng)村流動到城市。他們既與流出地(農(nóng)村)存在聯(lián)系,又與流入地(城市)密切相關(guān),兩地的收入差異可能會影響其信用風(fēng)險。為此,本文進(jìn)一步考察鄉(xiāng)城流動借款人的信用風(fēng)險是否與流入地和流出地的收入差異有關(guān),并考察流入地和流出地收入水平的影響。表4中,回歸(4)和回歸(5)為模型2的回歸結(jié)果,其中回歸(4)中只加入流入地與流出地收入差異變量,回歸(5)中加入了流入地與流出地收入差異變量及其平方項(xiàng);回歸(6)和回歸(7)為模型3的回歸結(jié)果,其中回歸(6)中加入了流入地和流出地的收入水平,回歸(7)在回歸(6)的基礎(chǔ)上分別加入了流入地與流出地收入水平的平方項(xiàng)。

    從回歸(4)和回歸(5)可以推導(dǎo)出流入地、流出地收入差異與鄉(xiāng)城流動借款人違約概率呈U形關(guān)系,即隨著流入地和流出地收入差異的擴(kuò)大,鄉(xiāng)城流動借款人的違約概率先下降后上升。無論流入地與流出地的收入差異較小還是較大,鄉(xiāng)城流動借款人的違約概率均較高。當(dāng)流入地與流出地收入差異較小時,鄉(xiāng)城流動借款人在流入地(城市)的收入與流出地(農(nóng)村)差距不大,從而使得鄉(xiāng)城流動借款人更接近于農(nóng)村借款人,違約概率更高;當(dāng)流入地和流出地收入差異較大時,鄉(xiāng)城流動借款人與城市借款人的收入差異更大,流入地的消費(fèi)更高,鄉(xiāng)城流動借款人應(yīng)對(支出)和收入沖擊更脆弱,違約概率更高。在其他變量取均值時,應(yīng)用logit模型可以測算出,當(dāng)鄉(xiāng)城流動借款人的違約概率在流入地與流出地的收入差異為3.1萬元時最低,大于樣本期流入地、流出地收入差異的均值2.581萬元(見表2)??梢?,當(dāng)前農(nóng)村人口向城市流動對其信用風(fēng)險的影響處于U形的下降區(qū)域,有助于降低這些群體中有借款需求者的違約概率,進(jìn)而有助于改善社會誠信環(huán)境。

    表4 鄉(xiāng)城流動借款人的信用風(fēng)險與空間收入差異

    回歸(6)和回歸(7)進(jìn)一步考察了流入地與流出地收入水平對借款人信用風(fēng)險的影響。從回歸(6)可以看出,流入地與流出地人均收入的上升均使得鄉(xiāng)城流動借款人的違約概率下降?;貧w(7)顯示,流入地與流出地收入差異對違約概率的影響主要來自流入地的收入水平。鄉(xiāng)城流動借款人的違約概率會隨著流入地人均收入先下降后上升。這可能由于在流入地人均收入處于較低水平時,鄉(xiāng)城流動借款人的收入與流入地(城市)人均收入差別不大,支出水平差別也不會太大,違約概率相對較低;當(dāng)流入地人均收入處于較高水平時,鄉(xiāng)城流動借款人的收入與流入地(城市)收入差別更大,支出水平差異也更大,借款人面對流動性沖擊時更加脆弱,違約概率相對更高。四個回歸中加入了相同的控制變量,其邊際效應(yīng)及其顯著性水平基本一致。

    (三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    為檢驗(yàn)穩(wěn)健性,本部分用“逾期未還30天”和“逾期未還90天”作為信用風(fēng)險的替代度量指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)(見表5)。表5顯示,前述結(jié)果基本沒有改變,表明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

    表5中的每個回歸方程均包含產(chǎn)品類型、借款人信用等級、借款人特征的控制變量,其中回歸(8)和回歸(11)為模型1(包含借款人類型)的回歸結(jié)果,回歸(9)和回歸(12)分別為模型2(包含流入地與流出地收入差異及其平方)的回歸結(jié)果,回歸(10)和回歸(13)分別為模型3(包含流入地與流出地的收入水平及其平方)的回歸結(jié)果。鄉(xiāng)城流動借款人違約概率依然介于城市借款人和農(nóng)村借款人之間,比前者高出3%左右,比后者低1%左右;流入地和流出地的收入差異與鄉(xiāng)城流動借款人違約概率均呈U形關(guān)系,在其他變量取樣本期均值時,鄉(xiāng)城流動借款人的違約概率在流入地與流出地的收入差異約為3.1萬元時最低。需要注意的是,隨著度量信用風(fēng)險狀況的逾期天數(shù)的逐漸增加,鄉(xiāng)城流動借款人與城市借款人違約概率的差異在縮小,農(nóng)村借款人與城市借款人違約概率的差異也在縮小。

    表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    五、結(jié) 論

    本文運(yùn)用某網(wǎng)絡(luò)借貸平臺2015年末至2018年初的交易數(shù)據(jù),首次從鄉(xiāng)城流動視角研究了中國鄉(xiāng)城流動者信用風(fēng)險以及流出地與流入地收入水平在其中的作用機(jī)制。研究表明,鄉(xiāng)城流動借款人違約概率比城市借款人約高3%,比農(nóng)村借款人約低1%。進(jìn)一步地,流出地與流入地收入差異顯著影響鄉(xiāng)城流動借款人違約概率,且這種影響呈U形關(guān)系,即違約概率受流入地與流出地空間收入差異的影響先下降,在收入約為3萬元時最低,隨后開始上升。流入地與流出地的收入差異對違約概率的影響主要取決于流入地收入水平。

    本文從借款人鄉(xiāng)城流動視角研究借款人的信用風(fēng)險具有重要的理論和實(shí)踐價值。在當(dāng)前推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的實(shí)踐中,整體而言,由于農(nóng)村人口從農(nóng)村流動到城市后的信用風(fēng)險要比依然留在農(nóng)村的農(nóng)民低,而且就目前平均地區(qū)收入狀況而言,流入地與流出地的差異處在U形的信用風(fēng)險下降區(qū)域,因此鼓勵鄉(xiāng)城流動,減少乃至最終消除就業(yè)、教育、戶籍等方面的歧視有助于降低鄉(xiāng)城流動群體中有借款需求者的違約概率,從而有助于改善社會誠信環(huán)境。

    猜你喜歡
    流出地流入地借款人
    少數(shù)民族與漢族融合過程中的心理健康問題及解決途徑
    淺論借戶貸款情形下隱名代理的法律適用
    法制博覽(2019年29期)2019-12-13 15:10:41
    我是一名流動黨員,應(yīng)該怎么參加組織活動?
    淺析人口流動對流入地農(nóng)村城鎮(zhèn)化的影響
    商情(2019年33期)2019-08-27 07:24:39
    遼寧省流出地老年人口健康及養(yǎng)老安排狀況分析
    人口流動對我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究綜述
    小微企業(yè)借款人
    商業(yè)銀行對借貸人貸后監(jiān)控與風(fēng)險治理
    流動人口向哪里集聚?
    影響P2P借貸成功率的借款人信息要素研究
    金融法苑(2014年2期)2014-10-17 02:53:27
    亚洲精品日韩av片在线观看| 亚洲精品国产av成人精品| 国产视频内射| 国产又色又爽无遮挡免| 2022亚洲国产成人精品| 国产黄a三级三级三级人| 99久国产av精品国产电影| 中文字幕亚洲精品专区| 欧美激情国产日韩精品一区| 一区二区三区精品91| 夫妻午夜视频| 高清欧美精品videossex| 麻豆乱淫一区二区| 亚洲av不卡在线观看| 又爽又黄a免费视频| 日韩视频在线欧美| 亚洲精品一二三| 亚洲最大成人中文| 国产女主播在线喷水免费视频网站| 欧美日韩视频精品一区| xxx大片免费视频| 日本av手机在线免费观看| 麻豆成人午夜福利视频| 精品人妻一区二区三区麻豆| 国产精品99久久久久久久久| 亚洲无线观看免费| 亚洲欧美精品自产自拍| 精品久久久久久久久亚洲| 国产男人的电影天堂91| 久久精品久久精品一区二区三区| 久久久久精品性色| 欧美成人午夜免费资源| 可以在线观看毛片的网站| 国产午夜精品一二区理论片| 亚洲色图av天堂| 日韩人妻高清精品专区| 亚洲自拍偷在线| 九九久久精品国产亚洲av麻豆| 亚洲av免费在线观看| av又黄又爽大尺度在线免费看| 久久久久久久午夜电影| 嫩草影院新地址| 亚洲精品国产av成人精品| 少妇 在线观看| 亚洲精品国产av蜜桃| 亚洲人成网站高清观看| 免费看不卡的av| 伦理电影大哥的女人| 三级国产精品欧美在线观看| www.色视频.com| 一区二区三区免费毛片| 国产 一区 欧美 日韩| 亚洲成人av在线免费| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 国语对白做爰xxxⅹ性视频网站| 久久精品国产鲁丝片午夜精品| 亚洲经典国产精华液单| 亚洲国产欧美在线一区| 亚洲最大成人手机在线| 久久久精品免费免费高清| 国产免费福利视频在线观看| 国产精品三级大全| 国产 精品1| 99久久精品一区二区三区| 久久久久久九九精品二区国产| 麻豆国产97在线/欧美| 国产人妻一区二区三区在| 成人欧美大片| 亚洲精品久久久久久婷婷小说| 国产亚洲最大av| 久久99热6这里只有精品| 熟女av电影| 久久99蜜桃精品久久| 青青草视频在线视频观看| 建设人人有责人人尽责人人享有的 | 性插视频无遮挡在线免费观看| 欧美高清性xxxxhd video| 成人免费观看视频高清| 高清日韩中文字幕在线| 丝袜脚勾引网站| 80岁老熟妇乱子伦牲交| 国产 一区精品| 日本av手机在线免费观看| 久久久久久久大尺度免费视频| 免费看光身美女| eeuss影院久久| 久久韩国三级中文字幕| 亚洲在线观看片| 国产av码专区亚洲av| 免费电影在线观看免费观看| 麻豆成人午夜福利视频| 欧美变态另类bdsm刘玥| 2021天堂中文幕一二区在线观| 欧美日韩视频高清一区二区三区二| 免费看av在线观看网站| 欧美日韩综合久久久久久| 日韩制服骚丝袜av| 久久久色成人| 中国美白少妇内射xxxbb| 欧美日韩在线观看h| 69人妻影院| 99热这里只有精品一区| 人妻夜夜爽99麻豆av| 一级毛片电影观看| 亚洲精品国产av蜜桃| 欧美最新免费一区二区三区| 亚州av有码| 国产片特级美女逼逼视频| 国产欧美日韩精品一区二区| 精品人妻视频免费看| 亚洲国产精品成人综合色| 久久精品国产亚洲av天美| 大陆偷拍与自拍| 亚洲av福利一区| 国产 精品1| 久久亚洲国产成人精品v| 成人黄色视频免费在线看| av卡一久久| 又黄又爽又刺激的免费视频.| 国产免费福利视频在线观看| 综合色丁香网| 真实男女啪啪啪动态图| 国产亚洲5aaaaa淫片| 久久精品久久精品一区二区三区| 在线观看一区二区三区激情| 亚洲av中文av极速乱| 观看美女的网站| 午夜精品国产一区二区电影 | 青青草视频在线视频观看| 成人亚洲精品av一区二区| 成人亚洲欧美一区二区av| 日日撸夜夜添| 少妇熟女欧美另类| 夫妻性生交免费视频一级片| 久久精品综合一区二区三区| 中文字幕免费在线视频6| 成人亚洲欧美一区二区av| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 亚洲精品第二区| 国产精品99久久久久久久久| 日韩三级伦理在线观看| 97精品久久久久久久久久精品| 伦精品一区二区三区| 日韩中字成人| 久久久久精品性色| 一个人看的www免费观看视频| 各种免费的搞黄视频| 亚洲欧美一区二区三区国产| 色综合色国产| 一级毛片电影观看| 午夜精品国产一区二区电影 | 少妇猛男粗大的猛烈进出视频 | 激情 狠狠 欧美| 中文字幕制服av| av.在线天堂| 综合色av麻豆| av黄色大香蕉| 汤姆久久久久久久影院中文字幕| 91久久精品国产一区二区三区| 亚洲国产色片| av线在线观看网站| 国产毛片在线视频| 国产女主播在线喷水免费视频网站| 少妇被粗大猛烈的视频| 大片电影免费在线观看免费| av国产久精品久网站免费入址| 又爽又黄无遮挡网站| 精品久久久久久久人妻蜜臀av| 最近中文字幕2019免费版| 亚洲精品日韩av片在线观看| 一级毛片电影观看| 男人和女人高潮做爰伦理| 亚洲天堂国产精品一区在线| 麻豆成人av视频| 久久热精品热| 亚洲国产欧美在线一区| 性色av一级| 一个人看的www免费观看视频| 国产av不卡久久| 欧美丝袜亚洲另类| 久久女婷五月综合色啪小说 | 久久久久久久久久久丰满| 纵有疾风起免费观看全集完整版| 91精品伊人久久大香线蕉| 欧美97在线视频| 黄片无遮挡物在线观看| 亚洲高清免费不卡视频| 国产精品不卡视频一区二区| 免费不卡的大黄色大毛片视频在线观看| 久久久久国产精品人妻一区二区| 九九在线视频观看精品| 欧美日韩视频高清一区二区三区二| av在线app专区| 国产乱人视频| 丰满少妇做爰视频| 十八禁网站网址无遮挡 | 亚洲怡红院男人天堂| 亚洲成人久久爱视频| 看免费成人av毛片| av一本久久久久| 内地一区二区视频在线| 国产亚洲5aaaaa淫片| 久久午夜福利片| 波多野结衣巨乳人妻| 国产伦精品一区二区三区视频9| 黄色视频在线播放观看不卡| 99视频精品全部免费 在线| 成人特级av手机在线观看| 免费不卡的大黄色大毛片视频在线观看| 麻豆乱淫一区二区| 精品国产露脸久久av麻豆| 搡老乐熟女国产| 尤物成人国产欧美一区二区三区| 日日啪夜夜撸| 中文乱码字字幕精品一区二区三区| 国产成人freesex在线| 国产一区亚洲一区在线观看| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 国产免费一级a男人的天堂| 黄色怎么调成土黄色| 观看免费一级毛片| 日韩精品有码人妻一区| 黄色视频在线播放观看不卡| 成年版毛片免费区| 午夜免费鲁丝| 亚洲三级黄色毛片| 99久久中文字幕三级久久日本| 少妇熟女欧美另类| 纵有疾风起免费观看全集完整版| 亚洲国产精品成人综合色| 日韩欧美一区视频在线观看 | 亚洲精品,欧美精品| 美女内射精品一级片tv| 亚洲国产精品999| 97超视频在线观看视频| 亚洲久久久久久中文字幕| 日韩人妻高清精品专区| 国产精品嫩草影院av在线观看| 十八禁网站网址无遮挡 | av免费在线看不卡| 在线亚洲精品国产二区图片欧美 | 久久久久久久大尺度免费视频| 91久久精品电影网| 毛片女人毛片| av天堂中文字幕网| av国产精品久久久久影院| 成人一区二区视频在线观看| 爱豆传媒免费全集在线观看| 国产在线一区二区三区精| 欧美亚洲 丝袜 人妻 在线| 国产亚洲精品久久久com| 一个人看视频在线观看www免费| 少妇的逼好多水| 直男gayav资源| 亚洲精品,欧美精品| 日本欧美国产在线视频| 国产av码专区亚洲av| 午夜亚洲福利在线播放| 一级毛片aaaaaa免费看小| 久久久成人免费电影| 欧美3d第一页| 2022亚洲国产成人精品| 最近2019中文字幕mv第一页| 日本黄大片高清| 午夜福利视频精品| 亚洲欧美日韩东京热| 精品久久久久久久久av| 亚洲av成人精品一区久久| 男女下面进入的视频免费午夜| 美女cb高潮喷水在线观看| 男人添女人高潮全过程视频| 男女边摸边吃奶| 最近中文字幕高清免费大全6| 欧美潮喷喷水| 久久久久久伊人网av| 久热久热在线精品观看| 街头女战士在线观看网站| 在线 av 中文字幕| 你懂的网址亚洲精品在线观看| 校园人妻丝袜中文字幕| 国产成人一区二区在线| 国产高清国产精品国产三级 | 国内少妇人妻偷人精品xxx网站| 国模一区二区三区四区视频| 一个人看的www免费观看视频| 欧美性感艳星| 欧美高清成人免费视频www| 国产欧美另类精品又又久久亚洲欧美| videos熟女内射| 黄片wwwwww| 青春草国产在线视频| 三级国产精品欧美在线观看| 日本欧美国产在线视频| 欧美三级亚洲精品| 日本一二三区视频观看| 国产熟女欧美一区二区| 国产免费视频播放在线视频| 国产成人精品福利久久| 久久6这里有精品| 欧美潮喷喷水| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 97在线人人人人妻| 国产成人91sexporn| 18禁动态无遮挡网站| 一区二区三区精品91| 国产精品99久久99久久久不卡 | 久久精品久久久久久久性| 边亲边吃奶的免费视频| 在线免费十八禁| 欧美区成人在线视频| 卡戴珊不雅视频在线播放| 国产精品99久久久久久久久| 午夜亚洲福利在线播放| 十八禁网站网址无遮挡 | 一级a做视频免费观看| 国产高清三级在线| 丰满人妻一区二区三区视频av| 亚洲人成网站在线播| 久久国产乱子免费精品| 亚洲精品中文字幕在线视频 | 欧美激情国产日韩精品一区| 一级毛片久久久久久久久女| 欧美+日韩+精品| a级毛片免费高清观看在线播放| 午夜精品一区二区三区免费看| 精品一区二区免费观看| 99久久人妻综合| 3wmmmm亚洲av在线观看| 18禁动态无遮挡网站| 亚洲欧美日韩无卡精品| 成人鲁丝片一二三区免费| 汤姆久久久久久久影院中文字幕| 久久人人爽人人片av| 22中文网久久字幕| 乱系列少妇在线播放| 在线看a的网站| 国产在视频线精品| 欧美xxⅹ黑人| 精品一区二区三区视频在线| 边亲边吃奶的免费视频| 国产成人aa在线观看| 日韩欧美 国产精品| 美女cb高潮喷水在线观看| 在线a可以看的网站| 久久6这里有精品| 亚洲最大成人中文| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频 | 在线 av 中文字幕| av网站免费在线观看视频| 色婷婷久久久亚洲欧美| 男的添女的下面高潮视频| 久久久久网色| 91久久精品电影网| 免费黄色在线免费观看| 午夜日本视频在线| 在线免费观看不下载黄p国产| 成人毛片60女人毛片免费| 高清欧美精品videossex| 高清午夜精品一区二区三区| 免费观看的影片在线观看| 国产熟女欧美一区二区| 99久国产av精品国产电影| 永久网站在线| 人妻少妇偷人精品九色| 久久久亚洲精品成人影院| 在线免费十八禁| 中文天堂在线官网| 少妇 在线观看| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 日韩 亚洲 欧美在线| 男的添女的下面高潮视频| 久久久久精品性色| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 干丝袜人妻中文字幕| 亚洲熟女精品中文字幕| 一个人观看的视频www高清免费观看| 日韩国内少妇激情av| 免费观看性生交大片5| 天天一区二区日本电影三级| 一二三四中文在线观看免费高清| 五月开心婷婷网| 黄色怎么调成土黄色| 伊人久久精品亚洲午夜| 毛片一级片免费看久久久久| 99精国产麻豆久久婷婷| 99久久精品国产国产毛片| 亚洲第一区二区三区不卡| 国产精品熟女久久久久浪| 国内精品美女久久久久久| 久久久久网色| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 啦啦啦啦在线视频资源| 久久精品国产自在天天线| 国产91av在线免费观看| 少妇人妻久久综合中文| 免费黄网站久久成人精品| 国产精品av视频在线免费观看| 蜜桃久久精品国产亚洲av| 日本wwww免费看| 日日啪夜夜爽| xxx大片免费视频| 国产淫语在线视频| 国产精品爽爽va在线观看网站| 久久亚洲国产成人精品v| 青青草视频在线视频观看| 人妻制服诱惑在线中文字幕| 六月丁香七月| 欧美三级亚洲精品| 亚洲人与动物交配视频| 国产精品偷伦视频观看了| 美女视频免费永久观看网站| 男女下面进入的视频免费午夜| 亚洲图色成人| 国产精品人妻久久久影院| 亚洲丝袜综合中文字幕| 欧美一区二区亚洲| 成年版毛片免费区| 婷婷色综合www| 午夜福利网站1000一区二区三区| 在线免费观看不下载黄p国产| 自拍偷自拍亚洲精品老妇| 嘟嘟电影网在线观看| 日韩精品有码人妻一区| 国产一区有黄有色的免费视频| 国产男女内射视频| 国产成人一区二区在线| 亚洲精品影视一区二区三区av| 大陆偷拍与自拍| 国产精品嫩草影院av在线观看| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 日韩一区二区三区影片| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 直男gayav资源| 国产一区亚洲一区在线观看| 小蜜桃在线观看免费完整版高清| 亚洲精品久久午夜乱码| av天堂中文字幕网| av女优亚洲男人天堂| 男女啪啪激烈高潮av片| 一级av片app| 亚洲欧美成人综合另类久久久| 观看免费一级毛片| 久久99蜜桃精品久久| 91精品国产九色| 日韩制服骚丝袜av| 成年女人在线观看亚洲视频 | 亚洲经典国产精华液单| 五月天丁香电影| 亚洲精品久久久久久婷婷小说| 建设人人有责人人尽责人人享有的 | 永久免费av网站大全| 午夜激情福利司机影院| 26uuu在线亚洲综合色| videos熟女内射| 精品久久国产蜜桃| 日韩国内少妇激情av| 久久午夜福利片| 国产精品一区二区性色av| 99热6这里只有精品| 97人妻精品一区二区三区麻豆| 高清在线视频一区二区三区| 国产精品三级大全| 99re6热这里在线精品视频| 国产精品久久久久久av不卡| 1000部很黄的大片| 成人二区视频| 丰满人妻一区二区三区视频av| a级一级毛片免费在线观看| 18禁在线播放成人免费| 欧美老熟妇乱子伦牲交| 久久ye,这里只有精品| 午夜免费观看性视频| 久久人人爽人人爽人人片va| av在线亚洲专区| 91精品伊人久久大香线蕉| 制服丝袜香蕉在线| 国产精品一二三区在线看| 男女下面进入的视频免费午夜| tube8黄色片| 亚洲精品国产成人久久av| 国产欧美亚洲国产| 一本一本综合久久| 欧美日韩在线观看h| 97在线人人人人妻| a级毛片免费高清观看在线播放| 久久鲁丝午夜福利片| 日本一二三区视频观看| 日产精品乱码卡一卡2卡三| 亚洲精品国产av蜜桃| 亚洲自偷自拍三级| 日韩成人伦理影院| 欧美日韩国产mv在线观看视频 | 亚洲最大成人av| 看十八女毛片水多多多| 在线免费十八禁| 成人黄色视频免费在线看| 最近最新中文字幕大全电影3| 欧美国产精品一级二级三级 | 成人午夜精彩视频在线观看| 69人妻影院| av.在线天堂| 青春草国产在线视频| 精品久久久久久电影网| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 卡戴珊不雅视频在线播放| 午夜福利网站1000一区二区三区| 美女视频免费永久观看网站| av又黄又爽大尺度在线免费看| 91狼人影院| 精品久久久精品久久久| 欧美亚洲 丝袜 人妻 在线| 亚洲av在线观看美女高潮| 国产亚洲午夜精品一区二区久久 | 日本一二三区视频观看| 国产精品偷伦视频观看了| 新久久久久国产一级毛片| 国产视频首页在线观看| 三级男女做爰猛烈吃奶摸视频| 国产精品99久久99久久久不卡 | 国产伦精品一区二区三区四那| 国产黄片视频在线免费观看| 国产免费福利视频在线观看| 国产精品久久久久久久久免| 国产欧美另类精品又又久久亚洲欧美| 人人妻人人爽人人添夜夜欢视频 | 大码成人一级视频| 99re6热这里在线精品视频| 99久久精品国产国产毛片| 中文欧美无线码| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 激情五月婷婷亚洲| 波野结衣二区三区在线| 狂野欧美激情性bbbbbb| 精品国产三级普通话版| 赤兔流量卡办理| 亚洲高清免费不卡视频| 日日啪夜夜撸| 国产日韩欧美亚洲二区| 一级二级三级毛片免费看| 精品国产露脸久久av麻豆| 国产乱来视频区| 我的女老师完整版在线观看| 麻豆成人av视频| 大香蕉97超碰在线| 亚洲成人中文字幕在线播放| 日韩电影二区| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频 | 亚洲精品国产av蜜桃| 精品久久国产蜜桃| 人人妻人人澡人人爽人人夜夜| 久久精品夜色国产| 99热网站在线观看| 人人妻人人爽人人添夜夜欢视频 | 国产亚洲91精品色在线| 黄色配什么色好看| 人妻少妇偷人精品九色| 亚洲国产av新网站| 成人午夜精彩视频在线观看| 欧美成人一区二区免费高清观看| 国产黄色免费在线视频| 丝袜喷水一区| 国产高清有码在线观看视频| av网站免费在线观看视频| 丝瓜视频免费看黄片| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 人体艺术视频欧美日本| 又爽又黄无遮挡网站| 一级片'在线观看视频| 国产精品.久久久| 狂野欧美激情性bbbbbb| 国产成人免费观看mmmm| 麻豆成人av视频| 久久久久网色| 国产伦精品一区二区三区视频9| 日韩在线高清观看一区二区三区| 男插女下体视频免费在线播放| 日本色播在线视频| 久久精品熟女亚洲av麻豆精品| 国产av国产精品国产| 中文字幕av成人在线电影| 伊人久久国产一区二区| 在线观看美女被高潮喷水网站| 国产免费福利视频在线观看| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 亚洲欧美精品自产自拍| 欧美成人精品欧美一级黄| 国产成人福利小说| 人人妻人人澡人人爽人人夜夜| 久久久久性生活片| 亚洲国产欧美在线一区| 亚洲色图av天堂| 青春草国产在线视频| 自拍欧美九色日韩亚洲蝌蚪91 | 色5月婷婷丁香| 国产精品熟女久久久久浪| 亚洲欧洲国产日韩| 亚洲精华国产精华液的使用体验| 日本一二三区视频观看| 99热国产这里只有精品6| 18+在线观看网站| 春色校园在线视频观看| av国产免费在线观看| 国产午夜精品一二区理论片| 美女cb高潮喷水在线观看| 欧美bdsm另类| 97超碰精品成人国产| 大香蕉97超碰在线| 精品国产三级普通话版| 91狼人影院| 黄色视频在线播放观看不卡| 99热网站在线观看| 亚洲欧美日韩东京热| 99热6这里只有精品| 中文精品一卡2卡3卡4更新| 成年版毛片免费区|