婚姻挤压、民生支出与强奸犯罪*

周 云，谭远发

(西南财经大学 中国西部经济研究中心，四川 成都 611130)

婚姻挤压、民生支出与强奸犯罪*

周 云，谭远发

(西南财经大学 中国西部经济研究中心，四川 成都 611130)

本文首次从理论上同时考察了婚姻挤压对强奸犯罪的诱发效应，民生支出对强奸犯罪的抑制效应，并采用1990—2012年时间序列数据对其进行了实证检验。研究发现：(1)婚姻挤压、民生支出与强奸犯罪具有协整关系，具体地说，当婚姻挤压上升1%，强奸犯罪增长0.004%；民生支出上升1%，强奸犯罪减少2.43%。(2)脉冲响应函数和方差分解还显示，从长期来看，婚姻挤压对强奸犯罪的诱发效应实则有限，民生支出对强奸犯罪的抑制效应却更大和持久。上述发现具有重要的政策启示：一方面，政府要多措并举，更加综合有效地治理出生性别比失衡问题；另一方面，改善民生比单纯治理出生性别比失衡更有效，政府应及时调整财政支出结构，持续扩大民生支出占财政总支出的比例。

婚姻挤压；民生支出；强奸犯罪；VAR模型

引言

一夫一妻制的国家适婚男性与适婚女性比例失衡，从而导致婚姻挤压现象。“从1980年到2014年，中国一共出生了6.75亿人，这34年的平均性别比是114.7。按性别比正常值103到107推算，男性比女性多出生了2 345万到3 631万，换句话说，有3000万左右的剩男”*陈显玲.我国性别比例失衡全球最严重 存3000万剩男风险[N/OL].南方都市报,2015年02月11日. http://finance.sina.com.cn/china/20150211/081121526750.shtml。过多的单身男性成为社会不稳定因素。对于“3000万剩男”导致的婚姻挤压及其社会后果，学术界目前的认识还很模糊和表面化。农业专家俞敬忠2006年11月9日接受《瞭望》新闻周刊采访时指出：“‘光棍汉’一代，将主要是流动人口，随之而来的不仅是性压抑——性冲突——性疾病(包括艾滋病)——性犯罪等一连串问题，甚至还可能通过暴力等手段寻求发泄途径。现在中国有着历史上最大的流动人口，如出现婚配危机，将引发一系列严重后果”*包永辉.我国人口结构蜕变之忧[J]. 望新闻周刊，2006(45)：39- 41.。然而，浙江财经学院教授谢作诗2015年10月14日博客撰文称《“3 000万光棍”是杞人忧天》*谢作诗.“3000万光棍”是杞人忧天[N/OL].前瞻网，2015-10-22，http://www.qianzhan.com/analyst/detail/329/151022-fefc9189.html.，其核心观点是“收入低的男人可以合娶老婆”，更是激起千层浪，引爆舆论点。本文试图关注并回答以下问题：出生性别比失衡导致的婚姻挤压会诱发强奸犯罪吗？除开治理出生性别比失衡以外，能否从民生支出的视角看待和预防强奸犯罪？

关于性别比失衡与犯罪的关系，国外的相关研究较早较多。Quetelet[1]从犯罪的统计资料中发现，男性犯罪率高于女性。从初婚市场上看，性别比失衡意味着一部分人无法找到配偶。Sampson等[2]通过对比犯罪人群与非犯罪人群后发现，在控制犯罪记录等重要变量后，婚姻状态与工作稳定性对犯罪具有显著影响。大多数暴力犯罪由年轻、社会经济地位低下的单身男性实施[3]。Messner等人[4]基于美国城市数据的实证研究发现，总人口的性别比与犯罪率呈现正相关。Barber[5]通过改善了年龄-性别比的相关指标，证实犯罪率与成年人性别比正相关。国内从性别比失衡的视角来研究犯罪的相关文献较少。王顺安等[6]指出性别比失衡会加深社会内部矛盾，加重不发达地区的贫困程度以及加剧婚配压力，从而导致犯罪率攀升，但该论点还停留在定性分析，相关的经验证据缺乏。姜全保等[7]首次利用中国1990、1995、2000和2005年的省级面板数据，考察了性别失衡对犯罪率的影响后发现，性别比每增长0.01，犯罪率上升3.03%。这说明性别比失衡的确对社会公共安全已然构成了严重威胁。

对于如何治理犯罪问题，很多研究指出民生支出对犯罪率攀升的抑制作用为明显[8]。民生支出通过稳定社区和家庭以减少犯罪。Fishback等[9]基于美国1930—1940年81个城市的面板数据发现，民生支出对犯罪率具有显著的抑制作用。当加入工具变量克服模型内生性后，民生支出对犯罪率的抑制作用更为显著。Zhang[10]提出时间配置模型，并得出民生支出能够有效减少个体从事非法活动的时间，有效降低了犯罪率。陈刚[11]认为，此前的时间配置模型可能会遗漏重要变量，又无法控制个体效应。他拓展了时间配置模型，利用中国2000—2006年省级面板数据进行实证研究发现，社会福利支出对犯罪率攀升具有抑制作用。毛颖[12]在陈刚(2010)的基础上，进一步拓宽了社会福利支出分析框架，将教育、医疗、社会福利以及社会保障以加总的方式，拟合成民生支出，利用1995—2008的省级面板数据，证实民生支出对犯罪率的攀升有显著抑制作用。

上述研究分别考察了婚姻挤压对犯罪的诱发效应或民生支出对犯罪的抑制效应，富有启发性和参考价值，但也存在不足之处，婚姻挤压和民生支出对于犯罪的影响可能存在替代性，因而有必要在同一个模型中来考察。本文利用1990—2012年的时间序列数据，以婚姻挤压和民生支出为自变量，分析它们对强奸犯罪的影响。与已有研究不同，本文首次将婚姻挤压和民生支出纳入模型，同时考察二者对于强奸犯罪的影响，既包括短期影响，又包括长期影响。变量测量上，虽然婚姻挤压与性别比有相似之处，但婚姻挤压是性别结构和年龄结构的综合代理变量，能够比性别比包括更多信息。犯罪类型和动机各不相同，性别比失衡和婚姻挤压主要导致强奸犯罪，比考察宽泛的犯罪更有针对性。

一、理论分析

强奸犯罪的影响因素很多，内在因素是个体文化素质低下，外在因素则是周围环境的变迁[13]。婚姻挤压和民生支出是环境的重要因素，对强奸犯罪的影响如下：

(一)婚姻挤压可诱发强奸犯罪

犯罪社会学理论指出，由于社会整合的失败，导致人与组织之间的粘连性减弱，从而引发犯罪。与之类似，强奸犯罪的引发是由于家庭的缺位导致的。家庭是为其成员的性、心理以及社会化提供持续性支持。具体而言，家庭功能具有两点：一是帮助个人完成社会化，二是个体生理诉求和情感诉求的主要场所，也是强奸犯罪的缓冲带。婚姻挤压造成个体暂时或终身失去组建家庭的机会。家庭的缺失导致个人的合法性需求和情感需求无法得到满足，客观上促使个人转向非法途径，以满足性需求，诸如强奸、嫖娼等[14]。当前我国3 000万左右的“剩男”成为影响社会稳定的潜在风险。一方面，从全世界范围的经验证据来看，未婚男性比已婚男性更易产生强奸犯罪[15]。另一方面，婚姻市场上，男多女少，女性是优势方，男性地位下降，女性对家庭的珍惜程度可能有所下降；受男权社会文化的影响，男性的性要求难以得到妻子回应时，从而导致强奸犯罪[16]。

(二)民生支出能抑制强奸犯罪

加利·贝克(1992)*王洪沙.加利·贝克与犯罪经济学[J].江苏警官学院学报,2003(4)：49-53.通过对犯罪行为的成本收益分析，揭示了犯罪的原因。当犯罪的收益大于成本时，个体会倾向于选择犯罪行为。民生支出能够有效增加个体犯罪的机会成本，抑制犯罪动机。民生支出主要包括科教文卫，公共安全支出以及社会保障等核心领域，其中，科教文卫属于投资性民生支出，社会保障属于转移性民生支出[17]。投资性民生支出通过提高个体人力资本、道德水准和性认知，从而约束自身行为，直接抑制强奸犯罪的发生。教育支出不仅增加个体的人力资本与道德水准，还能提高其法律意识，医疗支出能够保障个体健康，从而拥有一个良好的心理状态。转移性民生支出通过减少犯罪动机和非法时间，间接地抑制强奸犯罪。已有研究表明，失业、贫富差距等因素减少了个体的犯罪机会成本，导致犯罪率的攀升；为失业群体赋能，帮助其在劳动市场寻找合适的岗位，提高就业的工资水平能够激励个体有充分就业，减少个体从事强奸犯罪的动机和时间。

二、数据与变量

(一)数据来源

婚姻挤压和民生支出是自变量，婚姻挤压运用改进后的婚配性别比对婚姻挤压进行测量，人口年龄结构与人口性别结构数据均来自1990—2012《中国人口统计年鉴》。民生支出根据《中国统计年鉴》中关于国家财政支出项目的分类，用科教文卫、公共安全以及社会保障支出之和占当年国家财政总支出的比例来测量，其优点在于排斥了当年通货膨胀对民生支出带来的影响。强奸犯罪是因变量，由于强奸可分为婚内强奸与婚外强奸，但法学理论和法学实践上存在争议，有学者认为婚内强奸认定为强奸罪，也有学者则不应该认定为强奸罪。《中国法律年鉴》未对强奸罪进行区分统计，本文采用1990—2012《中国法律年鉴》公布的强奸案件数量。为减小异方差，该变量纳入模型前，先取对数。

(二)婚姻挤压的测量

目前婚姻挤压的测算方法较多，如同龄性别比法，相对性别比法，婚配性别比以及初婚挤压指数等。其中，郭志刚、邓胜国提出的婚配性别比法被广泛采纳。婚配性别比法是指初婚市场中，根据理想夫妇年龄差，计算可供选择的男性人口数与可供选择的女性人口数之比。对年龄范围的限定严格按照《中华人民共和国婚姻法》的规定，男性适婚年龄20岁，女性适婚年龄22岁，以及历次人口普查的初婚人口数据作为基准。婚配性别比的数学表达式为：

(1)

(2)

其中N表示22岁—36岁的女性与20岁—34岁的男性满足理想夫妇年龄差的对应比例之和；M=1-N表示，22岁—36岁的女性与20岁—34岁的男性为理想夫妇年龄差的对应的比例之和。对未满足6个等级的年龄阶段进行调整，有助于提高实证结果的精度。婚配性别比值以100为基准，小于80表示女性高度婚姻挤压，80—90表示女性中度婚姻挤压，90—100表示女性轻度婚姻挤压，100—110表示男性轻度婚姻挤压，110—120为男性中度婚姻挤压，大于120表示男性高度婚姻挤压。本文的测量结果显示，总体上看，1990—2012年之间，中国婚姻挤压总体上处于下降趋势，由男性高度婚姻挤压向中度婚姻挤压转变。

三、实证分析

(一)相关分析

为直观揭示变量之间的相关关系，图1呈现了婚姻挤压与强奸犯罪的散点图，LnQJ代表对数化的强奸犯罪，MR代表婚姻挤压，整体上看，随着婚姻挤压逐步提高，强奸案件数量整体上呈现逐年递增的趋势。图2呈现了民生支出与强奸犯罪的散点图，LnQJ表示对数化的强奸犯罪，MS代表民生支出占总支出的比例。民生支出占比越高，强奸犯罪呈现出下降的趋势。因此，下文同时考察婚姻挤压和民生支出对强奸犯罪的影响。

图1 婚姻挤压与强奸犯罪的散点图

图2 民生支出与强奸犯罪的散点图

(二)单位根与协整检验

在利用向量自回归模型(VAR)分析婚姻挤压和民生支出对强奸犯罪的短期和长期影响之前，下文首先利用ADF方法对各变量进行平稳性检验。ADF检验结果如表1所示：

表1 MR、MS和LnQJ在水平上和一阶差分后的单位根检验

注：ADF检验的原假设(H0)是变量存在单位根；备择假设假设(H1)是变量不存在单位根。

通过表1可以发现，MR、MS和LnQJ三个变量在水平上ADF统计量均小于1%，5%和10%水平下的临界值，均不能拒绝原假设(H0)，这表明三个变量是非平稳的。一阶差分后，三个变量的ADF统计量在5%的水平上均显著，这表明MR、MS和LnQJ三个变量均是一阶单整的非平稳序列，即I(1)。非平稳序列间可能在协整关系，协整关系在经济学意义可以理解为长期均衡关系，可用E-G两步法来检验。E-G两步法由Engle和Granger于1987年提出，基本步骤是，首先通过建立OLS模型，计算出残差Et；然后对Et进行检验，看是否具有单位根。若Et具有单位根，那么三个变量间不具有协整关系。反之，三个变量间存在协整关系。因此，Et通过ADF检验，结果如下:

表2 残差Et的单位根检验

注：ADF检验的原假设(H0)是变量存在单位根；备择假设假设(H1)是变量不存在单位根。

表2显示Et的ADF统计量为-2.72，小于1%水平下的临界值，因此拒绝原假设(H0)：变量存在单位根，即表明Et不存在单位根。因此，三个变量存在单一协整关系，对应的协整方程表达如下：

LnQJ=10.96+0.004MR-2.43M

(3)

F(1,23)=32.6AdjustedR-square=0.74

方程(3)整体显著，拟合度和解释力都较为良好，调整后的决定系数为0.74。MR和MS在1%的水平下均显著。婚姻挤压对强奸犯罪具有诱发效应，婚姻挤压每上升1%，强奸案件增长0.004%。这与姜全保等[6]的结论基本一致，人口性别比提升1个单位，犯罪率则上升3.03%。本文婚姻挤压的影响系数偏小，既可能与变量测量差异有关，还可能由于姜全保等未考虑民生支出对犯罪特别是强奸犯罪的抑制作用。方程(3)显示，民生支出对强奸犯罪具有显著的抑制效应，民生支出在国家财政总支出中的占比上升1%，强奸案件下降2.43%。李晔[19]基于29个省份的面板数据同样发现，民生支出对犯罪率具有抑制作用。本文民生支出对强奸案件发生的影响力更大。

(三)建立向量自回归模型

下文建立向量自回归模型(VAR)分析MR和MS对LnQJ影响的动态关系和程度。首先，为使VAR模型中的相关参数更具有解释力，建立模型前需要对滞后期进行确定。考虑到模型的自由度，基于LR统计量，结合AIC、SC、HQ准则，确定的最佳滞后期为1，得到VAR(1)模型矩阵的形式，VAR(1)模型的R-Square为0.9，拟合度良好。

(4)

其次，对VAR模型进行稳定性检验。其基本原理：若模型所有根模的倒数小于1，则点在圆内，VAR模型呈现稳定性。若模型所有根模的倒数大于1，则点在圆外，VAR模型呈现非稳定性。非稳定VAR模型无法进行脉冲函数分析和方差分解。图3结果显示，VAR(1)模型不存在单位根，模型具有稳定性，可以基于VAR(1)模型进行脉冲函数分析。

图3 VAR模型的稳定性检验

(四)基于VAR模型的脉冲响应与方差分解

为了分析变量间的动态关系，下文利用脉冲响应函数来观察婚姻挤压、民生支出和强奸犯罪间的短期和长期的关系。图4中，横轴表示时期，纵轴表示变量的变化值，虚线表示正负两倍标准差的偏离带。三个内生变量会产生9个脉冲响应图，但考虑到本文关注婚姻挤压对强奸案件数的影响，保留了关于LnQJ的脉冲响应图。

图4a显示，LnQJ对自身的一个单位的正向冲击，在第1年达到最高，响应值为0.05。之后，逐步趋于收敛。整体上，LnQJ对于自身的冲击，其反应

呈现下降的趋势。这种趋势表明，LnQJ受自身的影响逐步降低。图4b显示，LnQJ对来自MR一个单位的正向冲击，其变化值先降后升，其响应值在第3年达到最大，为0.01。之后，逐步趋于收敛。这表明，MR在中短期对LnQJ具有影响，随着时间推移，影响力逐步消失。图4c显示，LnQJ对来自MS一个单位的负向冲击，仍呈现先升后降的趋势。响应值在第4年达到最大，为-0.03。但与图4b相比，MS影响力衰减过程较为平缓。这表明，MS对LnQJ的负向影响具有持续性。通过对比MR和MS的收敛性，发现图4b中，MR在第14年逐步收敛，而图4c中，MS在第14年仍具有影响力，这再次反映出MS比MR更具影响力。

方差分解主要为了说明一个增量对内生变量变化的贡献度，预测的均方差被分解为各个变量对内生变量变化的贡献度。图5为LnQJ、MS、MR对LnQJ影响程度的方差分解图。其中横坐标为时年，纵坐标为一变量对另一个变量的贡献度。图5中a、b、c三张图的贡献度之和等于100%。图5a显示，在第1年，LnQJ对自身的贡献度为100%，MS和MR对LnQJ均没有贡献度；在第2-5年中，LnQJ对自身的贡献度迅速下滑，之后平缓下滑。图5b显示，MR对LnQJ的贡献度在第5年达到最高，贡献值为3.5%，后年趋于平缓。图5c显示，MS对LnQJ的贡献度逐年增加。在前5年，MS对LnQJ的贡献度快速增长，随后贡献度逐步趋于平稳。整体来看，

图4 脉冲响应函数图

图5 方差分解图

MR对LnQJ走势的影响程度非常低，而MS对LnQJ走势的影响程度逐步扩大，并逐步趋近于60%。虽然有研究认为婚姻挤压可能造成严重的强奸犯罪[20]，但通过方差分解后发现，考虑了民生支出对强奸犯罪的抑制效应以后，婚姻挤压对强奸犯罪的诱发效应则非常有限。

四、结论与启示

学术界对于我国“3000万剩男”导致的婚姻挤压及其社会后果的认识还很模糊和表面化。缘于出生性别比失衡的婚姻挤压诱发了强奸犯罪吗？除开治理出生性别比失衡以外，如何从民生支出的视角看待和预防强奸犯罪？本文首次从犯罪社会学和犯罪经济学两个理论视角，分析了婚姻挤压和民生支出对强奸犯罪的影响，并基于1990—2012年数据对其进行了实证研究，得到了以下结论和启示：

首先，从长期均衡的关系看，通过协整检验发现，婚姻挤压对强奸犯罪呈现长期的正向影响。这一点与姜保全利用性别比对犯罪率进行实证的结论基本一致。婚姻挤压上升1%，强奸犯罪数量上升0.004%。民生支出上升1%，强奸犯罪下降2.43%。其次，通过脉冲响应函数分析，婚姻挤压对强奸犯罪的脉冲响应函数值在第3年达到最高，为0.01，在第10年，婚姻挤压的影响趋于收敛；民生支出对强奸犯罪作用在第4年达到最高，为-0.03，在第10年，民生支出对强奸犯罪的影响仍然很高。显然，民生支出的影响力高于婚姻挤压。这表明强奸犯罪对来自民生支出的影响更为敏感。最后，通过方差分解显示，婚姻挤压对强奸犯罪的贡献值在第5年达到最高为3.5%，之后，其贡献度逐步降低。民生支出对强奸犯罪的贡献度呈抛物线，并趋近60%。这意味着强奸犯罪的变动在很大程度上取决于民生支出。

上述发现对于治理强奸犯罪具有重要的政策启示：一方面，政府要更加综合和有效地治理出生性别比失衡问题，多措并举，既要严厉打击“两非”，大力推进“关爱女孩行动”，更要关注女性的终身发展，还要纠正目前对出生性别比失衡后果认识的误区[21]。此外，要加快落实“全面二孩政策”，以缓解生育挤压，从而有助于出生性别比回归正常。另一方面，较之婚姻挤压的诱发效应，民生支出能够有效遏制强奸犯罪的攀升。这不仅意味着，民生支出不足是犯罪率居高不下的一个重要的社会根源，还意味着更多地关注民生状况，稳定并扩大民生支出在财政总支出中的比例，改善民生是比单纯的出生性别比失衡治理政策更有效的治理策略。从1990—2012年间的数据显示，民生支出的占比始终维持在4%左右，考虑到未来会有更多单身男性的可能，应该不断地提高民生支出水平。

[1] Quetelet, A. “A treatise on man and the development of his faculties: a facsimile reproduction of the English translation of 1842”, Scholars’ Facsimiles & Reprints.1969.

[2] Sampson R J, Laub J H. Crime and Deviance over the Life Course: The Salience of Adult Social Bonds [J]. American Sociological Review, 1990, 55(5):609-627.

[3] Hudson V M, Boer A D. A Surplus of Men, a Deficit of Peace: Security and Sex Ratios in Asia’s Largest States [J]. International Security, 2002, 26(4):5-38.

[4] Messner S F, Blau J R. Routine leisure activities and rates of crime: a macro-level analysis.[J]. Social Forces, 1987, 65(4):1035-1052.

[5] Barber B N. The sex ratio and female marital opportunity as historical predictors of violent crime in[C]// and the United States. Cross-Cultural Research. 2012.

[6] 王顺安，孙江辉. 性别比失衡引发违法犯罪问题研究[J].河北学刊，2009(2)

[7] 姜全保，李波.性别失衡对犯罪率的影响研究[J].公共管理学报，2011(1).

[8] 陈刚，李树，陈屹立.中国犯罪治理的财政支出偏向:选择“大棒”还是“胡萝卜”？[J].南开经济研究，2010(2).

[9] Fishback P V, Kantor S. Striking at the Roots of Crime: The Impact of Welfare Spending on Crime during the Great Depression [J]. Journal of Law & Economics, 2007, 53(4):715- 740.

[10] J Z. The Effect of Welfare Programs on Criminal Behavior: A Theoretical and Empirical Analysis[J]. Economic Inquiry, 1997, 35(1):120-37.

[11] 陈刚.社会福利支出的犯罪治理效应研究[J].管理世界，2010(10).

[12] 毛颖.民生支出有助于减低刑事犯罪率吗？——来自中国(1995—2008)省级面板数据的证据[J].南开经济研究，2011(4).

[13] 廖竞叶.强奸犯罪的原因与预防刍议[J]. 法学研究，1985(5).

[14] Messner S F, Sampson R J. The Sex Ratio, Family Disruption, and Rates of Violent Crime: The Paradox of Demographic Structure [J]. Social Forces, 1991, 69(3):693-713.

[15] Mazur A, Michalek J. Marriage, Divorce and Male Testosterone [J]. Social Forces, 1998, 77(1):315-330.

[16] Hesketh T, Xing Z W. Abnormal sex ratios in human populations: causes and consequences.[J]. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America, 2006, 103(36):13271-5.

[17] 李晓嘉.民生支出对城乡居民消费的影响及解释——基于省级动态面板数据的分析[J].上海经济研究，2012(5).

[18] 孙炜红，谭远发. 1989-2030年中国人口婚姻挤压研究[J].青年研究，2015(5).

[19] 李晔.民生支出对犯罪率恶化影响研究——基于29个省份的面板数据[J].地方财政研究，2015(6).

[20] 陈友华. 中国和欧盟婚姻市场透视[M]. 南京：南京大学出版社，2014.

[21] 杨菊华.出生性别比失衡及其治理[J]. 共产党员，2015(5).

MarriageSqueeze,ExpenditureonPeople’sLivelihoodandRapeCrime

ZHOU Yun, TAN Yuan-fa

(ResearchCenterforChinaWestEconomy,SouthwestUniversityofFinanceandEconomics,SichuanChengdu611130,China)

This article analyses how both marriage squeeze and expenditure have impact on rape crime and uses 1990-2012 time-series data to empirically test the consequence. We find: (1) Marriage squeeze, expenditure on people’s livelihood and rape crime have cointegration relation. When marriage squeeze rises 1%, and rape crime will rise 0.004%; when expenditure on people’s livelihood rises 1%, and rape crime will drop 2.43%. (2) Impulse response function and variance decomposition reveal that in the long term marriage squeeze has a limited impact on rape crime, but expenditure on people’s livelihood has a bigger and longer impact on rape crime than marriage squeeze does. These evidences provide policy enlightenments: on the one hand, the government needs some comprehensive policy tools to control the unbalanced birth proportion on genders. On the other hand, it is more effective for the government to pay more attention to people’s livelihood area by changing financial structure than changing gender proportion. The government should in time adjust financial expenditure structure and continue to enlarge the proportion of people’s livelihood to total financial expenditure.

marriage squeeze; expenditure on people’s livelihood; rape crime; VAR model

10.3969/j.issn.1672- 0598.2017.06.004

2017- 08-22

[作者介绍] 周云(1988—)，男;西南财经大学中国西部经济研究中心社会学专业硕士研究生。

谭远发(1981—)，男;经济学博士，西南财经大学中国西部经济研究中心副教授，博士生导师，主要从事人口与劳动经济学、社会学研究。

C912.68

A

1672- 0598(2017)06- 0028- 07

责任编校：朱德东)