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        社會保險參與的城鄉(xiāng)工人戶籍差異實證研究

        2012-05-29 02:44:54黃志嶺
        財經(jīng)論叢 2012年4期
        關鍵詞:城鎮(zhèn)職工戶籍失業(yè)

        黃志嶺

        (浙江財經(jīng)學院財政與公共管理學院,浙江 杭州 310018)

        一、引 言

        發(fā)生于上世紀70年代末的經(jīng)濟改革,理論上認可了勞動力是商品,勞動者可以自由支配自己的勞動力,松動了城鄉(xiāng)隔絕的戶籍制度,與此同時在農村地區(qū)實施的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的改革,解決了人民公社制度下因平均分配原則導致的激勵不足問題,大量的農村剩余勞動力被釋放出來,導致勞動力的大范圍城鄉(xiāng)間的重新配置。但是我們也看到中國市場改革尚未完成,勞動力市場的發(fā)育又是整體改革中相對滯后的領域,以戶籍為特征的城鄉(xiāng)勞動力市場分割仍然存在。城市地區(qū),尤其是地方政府和本地居民基于利益考慮,以戶籍差異來區(qū)別對待外來民工,形成了城鄉(xiāng)工人間的戶籍差異。

        城鄉(xiāng)工人的戶籍差異表現(xiàn)是多方面的,不僅在工資收入方面,而且在就業(yè)崗位、職位升遷、就業(yè)穩(wěn)定和社會保險參與等領域也存在著較大差異。目前,大多數(shù)的文獻僅關注兩類工人的工資收入差異[1][2][3],研究結果發(fā)現(xiàn)兩類工人工資收入差異中,大概20—30%左右由戶籍歧視造成,剩余部分歸因于兩類工人在人力資本稟賦上的差異。但是對于兩類工人在工資以外的差異卻很少受到重視,一些學者估計農民工在福利享受方面受到的歧視可能更大[4][5]。謝勇 (2008)[6]對農民工勞動權益的影響因素進行了實證研究,發(fā)現(xiàn)人力資本狀況與農民工的勞動權益存在顯著的正相關關系。但由于作者只以農民工作為研究對象,未將農民工跟城鎮(zhèn)職工的勞動權益作對比分析,也無從就城鄉(xiāng)工人之間的勞動權益差異程度及其原因進行分析。姚先國、賴普清 (2004)[2]除了研究城鄉(xiāng)戶籍工資差異外,同時還考慮二者在養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險、勞動合同簽訂以及工會參與等狀況的差異。作者利用2004年浙江省企業(yè)調查和農村勞動力流動調查得到的數(shù)據(jù)采用Oaxaca-Blinder分解方法[7][8],發(fā)現(xiàn)戶籍歧視所起的作用占城鄉(xiāng)工人在上述差異的20-30%左右。若僅關注城鄉(xiāng)工人在工資收入方面的差異,而忽視其他非工資福利待遇的差異,將低估兩類工人的實際福利差異,而且也會低估戶籍歧視的作用。為了采用Oaxaca-Blinder分解方法,對于非工資福利二元因變量,我們采用線性概率模型估計。但是當因變量為二元因變量時,采用線性概率模型有以下幾個缺點:一是預測出來的概率可能小于0或大于1;二是存在異方差問題;三是假定解釋變量任何水平對被解釋變量的偏效應都相等,假定過強。

        本文將在前人研究的基礎上,運用最新的調查數(shù)據(jù),采用擴展的Oaxaca-Blinder分解方法,對城鄉(xiāng)工人在養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和失業(yè)保險等三類社會保險參與差異進行實證研究。試圖回答以下三個問題:第一,城鄉(xiāng)工人決定是否參與三類社會保險行為上受哪些因素影響;第二,城鄉(xiāng)工人在三類社會保險參與上的差異有多大,其決定機制存在哪些差異;第三,城鄉(xiāng)工人在三類社會保險參與上的差異多大程度是由個體稟賦差異造成的,多大程度是由于城鄉(xiāng)戶籍歧視。

        二、城鄉(xiāng)勞動力特征差異

        數(shù)據(jù)來自于浙江大學LEPP研究中心于2007年4月至5月在浙江省實施的企業(yè)問卷調查和職工問卷調查。課題組先隨機抽選了杭州市西湖區(qū)、桐鄉(xiāng)市、慈溪市、義烏市、遂昌縣、樂清市為調查地點,并確定在每個調查地區(qū)抽選50家企業(yè),每個企業(yè)再分別抽選10-30名職工為調查對象。問卷調查表由課題組負責設計,由省總工會負責發(fā)放并回收。本次調查共發(fā)放企業(yè)問卷300份,職工問卷6000份。最終企業(yè)問卷回收205份,其中有效問卷為189份,回收率和有效率分別為68.3%和92.2%;職工問卷回收4357份,其中有效問卷為3749份,回收率和有效率分別為72.6%和86.0%。

        由于關注的是城鄉(xiāng)職工在社會保險參與方面的差異,所以本文采用的是職工調查數(shù)據(jù),按照通常的做法,在樣本中排除了雇主、自我雇傭者、退休人員、學生以及家務勞動者。此外,根據(jù)我國勞動法規(guī)定,公民最低工作年齡為16歲,刪除了年齡小于16歲的樣本。同時,由于大多數(shù)工人的退休年齡為60歲,因而大于60歲的群體也不在考察范圍。

        表1報告了總體勞動者、城鎮(zhèn)職工和農民工各自的勞動權益和基本人力資本特征??傮w勞動者的養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險的參保率分別為69.61%,50.23%和40.38%。按戶籍分類來看,城鎮(zhèn)職工和農民工在社會保險參與上存在較大差異,城鎮(zhèn)職工參加養(yǎng)老保險的比率為80.36%,比農民工的60.14%高出20.22個百分點,城鎮(zhèn)職工參加醫(yī)療保險的比重為65.62%大大高于農民工的36.66%,參加失業(yè)保險的比率59.18%也大大高于農民工的23.42%。從初步的統(tǒng)計分析來看,城鎮(zhèn)職工享有社會保險待遇的狀況明顯優(yōu)于農民工。

        社會保險待遇是企業(yè)為員工支付工資外的一項重要的非工資報酬,雖然形式上,企業(yè)和職工共同支付費用,但最大的受益者是職工。從企業(yè)角度來看,這部分支出構成了企業(yè)成本,從員工的角度看,這是項基本的福利。因此我們考察城鄉(xiāng)戶籍歧視僅僅關注工資收入差異是不夠的,同時也應考察兩者在社會保險享受方面的差異。表1數(shù)據(jù)顯示,在各種人力資本存量上,城鎮(zhèn)職工與農民工存在著較大差異。城鎮(zhèn)職工的平均受教育年份為13.34年比農民工的10.58年高出2.76年;城鎮(zhèn)職工的平均工作年份為14.24年比農民工的10.28年高出3.96年;城鎮(zhèn)職工的平均資歷比農民工高出2.06年,二者分別為6.18年和4.12年;城鎮(zhèn)職工獲得職業(yè)培訓的比例要高于農民工,二者分別為55.49%和49.35%;城鎮(zhèn)職工簽訂勞動合同的比例為86.03%比農民工的77.61%高出8.42個百分點;此外城鎮(zhèn)職工參加工會的比例也高于農民工,二者的比例分別為75.34%和55.89%。

        表1 城鎮(zhèn)職工與農民工主要變量統(tǒng)計性描述 單位:%

        上述對城鄉(xiāng)工人的社會保險參與和人力資本的各自特征的統(tǒng)計性描述,揭示出兩類群體在社會保險參與上存在較大的差異,同時也顯示城鎮(zhèn)職工和農民工在人力資本稟賦上存在較大的差異。但僅僅通過這些信息,我們還不能判斷兩類群體在社會保險參與方面的差異,有多少是由兩類群體人力資本差異所引起,又有多少是由歧視所造成的。為了分離這兩個因素,本文采用擴展的Oaxaca-Blinder分解方法。

        三、模型和方法介紹

        用實證模型表述個體參與某一項具體社會保險的表達式為:

        假定I*>0,表明個體參加了該項社會保險;I*<0,表明個體未參與此項保險。X為一組影響個體參與社會保險項目的變量,包括教育、工作經(jīng)驗、資歷以及其它個體特征。β為式 (1)的一組待估系數(shù),如果隨著Xj(表示為向量X中第j個變量)的增加,個體參與該項社會保險的概率隨之上升 (下降),則相對應的系數(shù)βj為正 (負)數(shù)。使用式 (1),我們可以估計個體參與該項社會保險傾向的Logit模型①研究二值因變量(0,1)問題,最常用到的為Logit和Probit兩種模型。本文之所以采用Logit模型,是因為Logit模型具有樣本因變量實際發(fā)生概率的平均值與預測發(fā)生概率的平均值相等的性質,而Probit模型不具有此性質(Nielsen,1998;Fairlie,2003)。:

        其中F為Logistic累積分布函數(shù)。Logit和Probit模型由于其非線性性,相對于線性概率模型(LPM),其最大的困難在于結果不好解釋,各變量的邊際效應在不同取值水平上有不同的值。人們通常計算其在樣本均值上的邊際效應,其表達式為:

        除了研究個體參與社會保險的決定因素外,本文更為主要的任務是要研究城鄉(xiāng)工人在參與社會保險行為上的差異,及城鄉(xiāng)工人社會保險參與差異的原因。在過去的三十多年中,研究群體間差異(主要指性別、種族間工資差異),Oaxaca-Blinder是最常用到的分解方法①到2003年6月止,SSCI顯示這兩篇文章引用率高達1000多次 (轉引自Fairlie,2003)。。該方法將群體間的工資差異分解為群體間 “稟賦”差異 (可解釋部分)和歧視 (未解釋部分)兩部分。但是該分解技術只能運用于線性回歸方程,一旦被解釋變量為取值0、1的二值因變量,采用Logit或Probit模型進行研究時,該分解方法便不再適用,比如本文要研究的城鄉(xiāng)工人社會保險參與差異。Nielsen(1998)[9]、Fairlie(1999;2003)[10][11]、Even&Macpherson(1990)[12]對該分解方法進行了擴展,將之運用于Logit或Probit模型。

        擴展后的Oaxaca-Blinder模型,思路上也是將群體間的差異分解為兩部分:可解釋部分和未解釋部分。分解的步驟也是先分別估計兩類群體各自社會保險參與決定的Logit模型,以估計的結果為基礎進行分解。假定分別表示城鎮(zhèn)職工和農民工的實際社會保險參與率、第i個變量實際觀察值和Logit模型回歸系數(shù),則分解的表達式為:

        Nu,Nr分別為城鄉(xiāng)工人各自的樣本量②細心的讀者將會發(fā)現(xiàn),如果F(Xuiβu)為線性函數(shù),則式(4)與Oaxaca-Blinder分解方法是一樣的,也就是說Oaxaca-Blinder分解方式是式(4)的特殊形式。。在式 (4)中,右邊第一項衡量城鄉(xiāng)工人在該項社會保險參與上的差異在多大程度上是由于城鄉(xiāng)工人可觀察的特征差異所引起的;第二項的差異可看作是由于在勞動力市場上,城鄉(xiāng)工人獲得不同對待所造成的社會保險參與差異,可看做由城鄉(xiāng)戶籍歧視造成。擴展了的分解方法同樣存在著權重問題,式 (4)的另一種表達式為:

        式 (4)與式 (5)的區(qū)別,一個選擇城鎮(zhèn)職工社會保險參與的決定結構為權重,另一個以農民工社會保險參與決定結構為權重,但得出的結果卻不一樣,這種由于計算次序不同從而導致結果不同的問題,在文獻中稱為 “權重問題”(Index Number)。城鎮(zhèn)職工所估計出來的系數(shù)代表無歧視狀態(tài)下的結果更符合現(xiàn)實,本文將以城鎮(zhèn)職工的估計系數(shù)作為權重,也就是以式 (4)的分解表達式來計算兩類工人在某項社會保險參與上差異的原因。

        四、戶籍歧視與城鄉(xiāng)社會保險參與差異

        (一)養(yǎng)老保險

        表2報告了城鎮(zhèn)職工和農民工各自的養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和工傷保險的logit估計結果。

        教育每增加1年,城鎮(zhèn)職工參加養(yǎng)老保險的平均邊際概率提高2.45個百分點,農民工的平均邊際概率提高4.06個百分點,教育對兩者的作用在統(tǒng)計上都顯著;工作經(jīng)驗對城鄉(xiāng)工人參加養(yǎng)老保險的作用均先有正向影響,到一定點后變?yōu)樨摰挠绊?但農民工的估計系數(shù)不僅大于城鎮(zhèn)職工,而且在統(tǒng)計上也是顯著的;資歷對二者參加養(yǎng)老保險的影響都有正向影響,資歷每提高1年,城鎮(zhèn)職工和農民工參與養(yǎng)老保險的平均邊際概率分別提高2.11和4.08個百分點,且在統(tǒng)計上顯著;簽訂合同和參與工會對城鄉(xiāng)工人參加養(yǎng)老保險均有正向顯著影響,城鄉(xiāng)工人簽訂合同的比未簽訂合同的,其參加養(yǎng)老保險的平均邊際概率分別增加21.08和20.08個百分點③簽訂合同對工人參加三類社會保險具有十分顯著作用。這可能是因為簽訂合同本身意味著工人與企業(yè)有更加規(guī)范的雇傭關系,而且許多合同包含了對社會保險等非工資福利待遇等內容的規(guī)定。;城鄉(xiāng)工人參加工會的比未參加工會的,其參加養(yǎng)老保險的平均邊際概率分別增加23.27和12.12個百分點。

        (二)醫(yī)療保險

        在醫(yī)療保險參與影響因素中,人力資本特征,比如教育、工作經(jīng)驗、資歷和培訓等對城鎮(zhèn)職工參與醫(yī)療保險雖然有正向作用,但在統(tǒng)計上都不顯著;對農民工來說,教育每增加一年,參與醫(yī)療保險的平均邊際概率增加0.7個百分點,且在統(tǒng)計上顯著,工作經(jīng)驗每增加1年,參與醫(yī)療保險平均邊際概率提高1.48個百分點,且在統(tǒng)計上顯著,個體參加過培訓的對其參加醫(yī)療保險也有顯著的作用,相對于沒有參加過培訓的群體,其參與醫(yī)療保險的概率提高8.45個百分點。此外簽訂勞動合同和參與工會對兩類工人參加醫(yī)療保險均有顯著正向作用,但其對城鎮(zhèn)職工的影響要大大高于對農民工的影響:城鄉(xiāng)工人簽訂合同的比未簽訂合同的,其參加養(yǎng)老保險的平均邊際概率分別增加33.6和22.2個百分點;城鄉(xiāng)工人參加工會的比未參加工會的,其參加養(yǎng)老保險的平均邊際概率分別增加23.7和3.5個百分點。

        表2 個體參與社會保險的Logit模型估計結果

        (三)失業(yè)保險

        教育每增加1年,城鄉(xiāng)工人參加失業(yè)保險的平均邊際概率分別提高1.4和0.02個百分點,教育對城鎮(zhèn)職工的影響要高于對農民工的影響,且在統(tǒng)計上顯著。工作經(jīng)驗對城鄉(xiāng)工人參與失業(yè)保險雖然有促進作用,但在統(tǒng)計上都不顯著。資歷每增加1年,城鎮(zhèn)職工參加失業(yè)保險平均邊際概率提高1.2個百分點,且在統(tǒng)計上顯著,但對農民工的影響不僅小,且不顯著。參加培訓對城鎮(zhèn)職工參與失業(yè)保險有正的作用,但在統(tǒng)計上不顯著,對于農民工來講,參加過培訓的,其參與失業(yè)保險的平均邊際概率提高3.6個百分點。簽訂合同和參加工會對城鎮(zhèn)職工的影響也大大高于農民工,對城鎮(zhèn)職工來講,其參加失業(yè)保險的平均邊際概率分別提高28.7和16.8個百分點,且在統(tǒng)計上顯著;而對農民工來講,其參加失業(yè)保險的平均邊際概率只分別提高0.7和1.98個百分點,而且簽訂合同的影響在統(tǒng)計上不顯著。

        (四)城鄉(xiāng)社會保險差異分解

        在表2城鎮(zhèn)職工和農民工社會保險參與決定模型估計結果的基礎上,表3報告了采用第三部分介紹的擴展Oaxaca-Blinder分解方法的計算結果。

        表3 城市職工和農民工社會保險參與差異分解

        首先,在養(yǎng)老保險參與問題上,城鎮(zhèn)職工和農民工總差異為20.2%,分解結果表明,個人特征差異可以解釋兩者養(yǎng)老保險差異的23.6%,而戶籍歧視所造成的差異高達76.4%。

        其次,兩類工人在醫(yī)療保險參與的總差異為29.0%,其分解結果表明,個體特征差異可以解釋總差異的31.2%,戶籍歧視總成的差異高達68.8%。

        最后,在失業(yè)保險參與上,兩類工人的總差異為35.8%,其中個體特征差異可以解釋失業(yè)保險總差異的29.2%,剩下的由戶籍歧視所造成的比重高達70.8%。

        姚先國、黃志嶺 (2008)[3]研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)工人工資差異為33.53%,戶籍歧視占其中的20%。與工資收入歧視相比,我們的研究發(fā)現(xiàn)農民工在社會保險非工資福利上受到的歧視更大,平均在70%左右,這一結果在某種程度上驗證了蔡等(2003)[5]關于農民工在福利享受方面受到更大歧視的猜測。

        五、結論與政策建議

        由于城鄉(xiāng)戶籍制度的存在,農民工在勞動力市場上受到了歧視,勞動力市場歧視弱化了市場機制配置資源的作用,人力資本無法得到最優(yōu)配置,降低了整個社會的經(jīng)濟效率。任何有助于改善農民工市場地位,完善勞動力市場的努力,均應在對問題深入了解的基礎之上。城鄉(xiāng)工人的差異是多方面的,不僅反映在工資差異上,而且在社會保險等非工資福利上也存在著較大差異。但是,到目前為止,研究城鄉(xiāng)工人差異的文獻大多僅關注二者在工資方面的差異,在社會保險等非工資福利上的差異卻得不到應有的重視。本文采用2007年浙江大學LEPP研究中心獲得的浙江省企業(yè)職工調查數(shù)據(jù),對城鄉(xiāng)工人在養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和失業(yè)保險參與等差異進行了實證研究。主要的研究結論有:

        第一,城鄉(xiāng)工人在養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和失業(yè)保險參與上存在較大差異,城鎮(zhèn)職工比農民工分別高出20.2%、29.0%和35.8%。表明,在研究城鄉(xiāng)戶籍差異問題時,僅僅關注工資差異是不夠全面的,將低估城鄉(xiāng)工人的實際經(jīng)濟福利差異。

        第二,城鄉(xiāng)工人在三項保險參與上的較大差異基本上可歸結于兩方面。一是與生產(chǎn)力相關的個體稟賦差異,在市場經(jīng)濟條件下,這部分引起的差異屬于合理的因素;二是農民工受到的戶籍歧視。表明,前者分別解釋了兩類工人在養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和失業(yè)保險上的23.6%、31.2%和29.2%,戶籍歧視是造成兩類工人在三項保險參與差異的主要因素,平均在70%左右。

        最后,本文對城鄉(xiāng)工人的社會保險參與差異的分析除了有助于弄清這些差異程度和原因外,也有助于政策制定者采取有效措施縮小城鄉(xiāng)工人之間這種不合理的經(jīng)濟福利差異。第一,必須采取有力措施,進一步改革阻礙農民工進城務工的就業(yè)制度,減少乃至取消那些限制農民工就業(yè)的歧視性政策。第二,要創(chuàng)造條件逐步提高社會保險統(tǒng)籌層次,在條件允許的情況下,實現(xiàn)某些項目的全國統(tǒng)籌,逐步消除社會保險方面存在的地方保護主義,提高農民工參加社保的積極性,切實保障農民工享有社會保險的權利。第三,要加強對農民工的教育和培訓,以增強農民工在勞動力市場上的競爭能力和自我維權能力。第四,政府相關部門應該強化對各類雇主勞動用工的監(jiān)督,加強勞動執(zhí)法力度,規(guī)范企業(yè)行為來保障進城農民工的勞動權益。

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