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        城市化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距關系探討—以江蘇省為例

        2015-09-08 02:01:04王愛峰副教授淮陰師范學院經(jīng)濟管理學院淮陰師范學院數(shù)科院江蘇淮安300
        商業(yè)經(jīng)濟研究 2015年32期
        關鍵詞:第二產(chǎn)業(yè)城市化差距

        ■ 楊 松 王愛峰 副教授(、淮陰師范學院經(jīng)濟管理學院、淮陰師范學院數(shù)科院 江蘇淮安 300)

        城市化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距關系探討—以江蘇省為例

        ■ 楊 松1王愛峰2副教授(1、淮陰師范學院經(jīng)濟管理學院2、淮陰師范學院數(shù)科院 江蘇淮安 223001)

        改革開放以來,江蘇省的經(jīng)濟經(jīng)過30多年的發(fā)展,各項經(jīng)濟指標居于全國前列,居民收入水平有較大幅度提高,然而隨著經(jīng)濟發(fā)展,城鄉(xiāng)之間收入差距等問題逐漸凸顯。本文基于江蘇省1978-2013年間的經(jīng)濟數(shù)據(jù),分析了江蘇省的城市化、產(chǎn)業(yè)結構以及城鄉(xiāng)收入差距之間關系。通過多元線性回歸和分位數(shù)回歸進行實證研究,總體來看,城市化和產(chǎn)業(yè)結構都對城鄉(xiāng)收入差距之間關系緊密,而且都促進了城鄉(xiāng)收入差距拉大。研究結果表明:發(fā)展創(chuàng)新型農(nóng)村經(jīng)濟、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

        城鄉(xiāng)收入差距 城市化 產(chǎn)業(yè)結構

        改革開放以來,江蘇省的經(jīng)濟經(jīng)過30多年的發(fā)展,各項經(jīng)濟指標居于全國前列,居民收入水平有較大幅度提高,然而隨著經(jīng)濟發(fā)展,城鄉(xiāng)之間收入差距等問題逐漸凸顯。城鄉(xiāng)居民的收入比從1978年的1.86倍增加到2013年的2.39倍。由圖1可以看出,城鄉(xiāng)居民收入差距的變化總體可以分為三個階段:

        第一個階段從1978-1983年,隨著1978年十一屆三中全會我國開始實行對內改革、對外開放政策。農(nóng)村改革開始,釋放了農(nóng)村活力。城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小,在1983年到達最低點。第二階段從1983-1995年,十二屆三中全會后,加快了以城市為重點的經(jīng)濟體制改革步伐,以及全民所有制企業(yè)改革啟動,城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大,直到1993年發(fā)布11號文件《關于當前農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的若干政策措施》,1994年6月國務院適當提高國家訂購糧食收購價格等,城鄉(xiāng)收入差距才不斷縮小。第三階段從1995-2013年,1995年十四屆五中全會提出了“兩個根本轉變”,確立了社會主義市場經(jīng)濟地位,促進了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。之后,城鄉(xiāng)收入差距又開始一直拉大,2010年達到最高點相差2.57倍,然后隨著國家實行農(nóng)業(yè)補貼政策,城鄉(xiāng)收入差距才開始略微降低。

        因此,研究城鄉(xiāng)差距與城市化以及第二產(chǎn)業(yè)之間關系,對縮小城鄉(xiāng)差距,減少貧困人口,緩解社會矛盾有重要意義。

        文獻綜述

        關于城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響,國內的研究成果很多。主要存在以下幾種觀點:

        第一種觀點是城市化擴大城鄉(xiāng)收入差距。如余菊等(2014)認為城市化會擴大城鄉(xiāng)收入差距,可以建立城市反哺農(nóng)村機制來縮小城鄉(xiāng)收入差距。李憲?。?011)利用VAR模型分析認為我國城鄉(xiāng)收入差距擴大可以促進城市化的進程,而城市化進程反過來對城鄉(xiāng)收入差距擴大具有長期影響。

        第二種觀點是城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距。如曹裕等(2010)利用我國省際面板數(shù)據(jù)分析認為城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距,城鄉(xiāng)收入差距不利于經(jīng)濟增長。武小龍、劉祖云(2014)利用我國省際面板數(shù)據(jù)模型分析了我國城鄉(xiāng)收入差距,認為城鎮(zhèn)化建設、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展有助于總體上縮小城鄉(xiāng)收入差距。毛其淋(2011)利用我國省際面板數(shù)據(jù)認為城市化水平是縮小我國城鄉(xiāng)收入差距的重要因素。

        第三種觀點是城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用不確定。如郭軍華(2009)利用我國的東、中、西部的面板數(shù)據(jù)分析認為城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用并不是簡單的促進或抑制,其效應取決于城鄉(xiāng)收入差距本身水平。周云波(2009)認為城市化是導致倒U型現(xiàn)象的主要原因。

        關于產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距的關系研究。這方面的研究成果總數(shù)不多,在中國知網(wǎng)檢索產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距的文獻僅僅只有5篇文章。主要有:第一種觀點是產(chǎn)業(yè)結構變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響是有時擴大,有時縮小。如王亞飛等(2014)利用湖北省數(shù)據(jù),通過協(xié)整研究,認為產(chǎn)業(yè)結構變動對城鄉(xiāng)收入差距具有先擴大后逐步減小的特征。史云鵬等(2012)研究發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)和城鄉(xiāng)差距之間符合庫茲涅茨假說。第二種觀點認為二產(chǎn)或三產(chǎn)比重增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距。如李小玉、郭文利(2011)用東部地區(qū)數(shù)據(jù)研究認為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和城鄉(xiāng)收入差距關系密切,非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟中份額增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距。盧沖等(2014)發(fā)現(xiàn)三次產(chǎn)業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的縮小有正向作用。

        表2 變量URBAN、PS1、PS2、PS3間的相關系數(shù)

        表1 OLS模型檢驗結果

        綜上所述,專家學者們已經(jīng)得出了一些有價值的結論,但還是有些問題有必要進一步研究。一方面,基于一個省份對城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距的研究還不足,已有的研究大多是基于全國整體進行的。對江蘇省的產(chǎn)業(yè)結構和城鄉(xiāng)收入差距研究目前還是鳳毛麟角。另一方面,中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡,而江蘇省地處長三角,是一個經(jīng)濟大省,對其它一些省份具有一定的示范性。為了彌補不足,本文通過建立模型,分析城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的影響。并在此基礎上提出一些建議和對策。

        以江蘇省為例進行實證分析

        基于江蘇省改革開放以來30多年的數(shù)據(jù),本文通過計量分析的方法對城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構變動之間的互動關系進行研究。

        (一)指標選擇及數(shù)據(jù)來源

        城市化水平(URBAN)。城市化就是指人口由農(nóng)村向城市集聚,城市規(guī)模不斷擴大,人口不斷增加的過程。城市化水平是衡量城市化發(fā)展程度的重要指標。本文采用大多數(shù)研究文獻采用的指標,即城鎮(zhèn)人口占總人口比重。

        產(chǎn)業(yè)結構比重(PS)。使用三個產(chǎn)業(yè)的比重來衡量,PS1、PS2、PS3分別表示第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的比重。

        城鄉(xiāng)收入差距(GAP)。在衡量城鄉(xiāng)收入差距時研究者使用的方法眾多,主要有變異系數(shù)、泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)等。本文使用城鎮(zhèn)居民平均收入比上農(nóng)村居民平均收入。

        文中數(shù)據(jù)來自1978-2014年的《江蘇省統(tǒng)計年鑒》,通過對數(shù)據(jù)進行整理、計算得到城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結構比重和城鄉(xiāng)收入差距。

        (二)多元線性回歸模型的構建

        建立模型。根據(jù)確定的變量,建立以下模型:

        上式中,β0是常數(shù),β1,β2,β3,β4是回歸系數(shù),μ是隨機變量。

        參數(shù)估計。對于模型運用OLS進行參數(shù)估計,參數(shù)檢驗結果如表1所示。由表1可得估算結果為:

        因為R2=0.8056,adjusted R2=0.7804,可知,方程擬合效果比較好。在給定的顯著性水平α=0.05條件下,F(xiàn)=32.1092,相應的概率P值為0,模型解釋變量和被解釋變量之間線性關系顯著。由表1 可以看出,只有URBAN通過了t檢驗,PS1,PS2,PS3都沒有通過t檢驗。

        由表2 所示的結果中可以看出,城鎮(zhèn)化水平(URBAN)與第三產(chǎn)業(yè)比重(PS3)之間的相關系數(shù)達到了0.93以上,因而兩個變量之間可能存在線性關系,即模型有多重共線性的可能。如果模型存在多重共線性,則變量的顯著性檢驗(t檢驗)就沒有了意義,用OLS估計的參數(shù)也無效。常用來處理多重共線性的方法有剔除法和逐步回歸法等。本文采用逐步回歸法來克服多重共線性。

        (三)回歸模型的計量檢驗

        逐步回歸消除多重共線性。分別作GAP與URBAN、PS1、PS2、PS3的回歸,通過比較發(fā)現(xiàn),GAP與URBAN的統(tǒng)計檢驗結果較好,所以,我們首先建立GAP與URBAN之間的線性回歸方程。然后在此基礎上進行逐步回歸:

        首先,引入PS1變量,方程通過了F檢驗,擬合度增加了1個百分點,但PS1沒有通過t檢驗,所以舍棄PS1。

        其次,引入PS2變量,方程通過了F檢驗,擬合優(yōu)度增加明顯,達到了0.802744,而且PS2也通過了t檢驗。

        最后,引入PS3變量,模型整體擬合優(yōu)度幾乎不變,而且PS3沒有通過t檢驗,所以舍棄PS3。因此,最后確定的參數(shù)方程的擬合結果為:

        異方差檢驗。本文采用White檢驗法來檢驗異方差是否存在。White檢驗的零假設和備選假設是:

        H0:隨機誤差項μt不存在異方差;H1:隨機誤差項μt存在異方差。由于White統(tǒng)計量的P值為0.2119大于給定的5%的顯著性水平,不能拒絕原假設,即不存在異方差。

        序列相關檢驗。序列相關檢驗的方法有D.W.檢驗法、偏相關系數(shù)法和LM檢驗法等。由于D.W.檢驗法只能用來判斷一階序列相關性是否存在,所以這種方法使用時具有一定的局限性。本文分別用這三種方法對序列相關性進行檢驗。

        第一種方法:采用D.W.檢驗法。D.W.=0.44489,給定顯著性水平α=0.05,查D.W.表,得下限臨界值dL=1.2951,上限臨界值dU=1.654,因為D.W.=0.44489

        第二種方法:偏相關系數(shù)檢驗。

        如圖2所示,AC列數(shù)據(jù)是相關系數(shù),PAC列數(shù)據(jù)是偏相關系數(shù),從圖中可以明顯看出,et與et-1、et與et-2的偏相關系數(shù)都比較大,分別為0.76和-0.346。這表明上述回歸模型中不僅存在一階自相關,而且可能存在二階自相關。

        第三種方法:LM檢驗法。LM檢驗法既可以用于檢驗一階自相關,也可以用于檢驗高階自相關(見表3)。LM的統(tǒng)計量為LM=n·R2~X2(p) 。當p=2,α=0.05時,由X2分布表查的臨界值X20.05(2)=5.99,由表3可見nR2=23.10056>5.991,所以模型存在自相關。在顯著性水平α=0.05下,resid(-1)和resid(-2)的t檢驗值都是顯著的,從而表明模型不僅存在一階自相關,而且還存在二階自相關。這與第二種方法中的偏相關系數(shù)的檢驗結果是一致的。綜上所述,模型存在一階和二階自相關。

        表3 LM 檢驗

        表4 分位數(shù)回歸結果

        消除序列相關。當模型出現(xiàn)序列相關時,用OLS得到的估計參數(shù)將不再有效,變量的顯著性檢驗也沒有意義,模型也失去了預測功能。所以本文采用兩階段最小二乘法(TSLS)消除序列相關,

        估算結果為:

        根據(jù)D.W.=2.198580,和2差距不大,并且落在區(qū)域dU =1.654<2.198580<4-dU=2.346中,可以認為模型3不存在一階自序列相關。對模型3進行高階自相關檢驗:偏相關系數(shù)表明,模型3中的偏相關系數(shù)已經(jīng)調整很低了。利用LM進行檢驗,因為nR2=1.283469< X20.05(2)=5.991,所以模型不存在自相關,由“臨界概率”0.5264,即P(X2>1.283469)=0.5264也可知模型3不存在自相關。

        (四)分位數(shù)回歸

        為了進一步研究城市化水平不同程度和第二產(chǎn)業(yè)比重不同程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響,我們采用分位數(shù)回歸方法,分別在20%、50%以及80%三個不同的分位點回歸結果如表4所示。

        分位數(shù)回歸給出了在城鄉(xiāng)居民收入差距處于不同分位水平時,城市化水平和第二產(chǎn)業(yè)比重對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。從估計結果可以看出,在20%、50%和80%的分位點上城市化水平的彈性系數(shù)分別為0.019485、0.017731、0.014187,三個水平的估計都是顯著的。說明城市化水平較低的地區(qū),其城市化程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響較大,而城市化水平較高的地區(qū),其城市化程度對城鄉(xiāng)收入水平影響也變小。第二產(chǎn)業(yè)比重的彈性系數(shù)分別為0.025971、0.033743、0.053935,并且后兩個水平的估計是不顯著的,說明當?shù)诙a(chǎn)業(yè)比重較小時,其對城鄉(xiāng)收入水平影響較小,而隨著第二產(chǎn)業(yè)比重增加,其對城鄉(xiāng)收入差距的影響也相應增大,并且是不顯著的。

        結論和建議

        本文基于1978-2013年的江蘇省城鄉(xiāng)收入差距和城市化以及第二產(chǎn)業(yè)比重建立了多元線性回歸模型,從該模型來看,江蘇省城鄉(xiāng)居民收入差距與城市化和產(chǎn)業(yè)結構變動緊密相關。江蘇省城市化水平提高會導致城鄉(xiāng)收入差距擴大,尤其是在城市化水平低的地區(qū),城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響更大,造成這個結果可能是因為在這個階段,城市化占用了更多的政府資源,這就導致了政府投入到第一產(chǎn)業(yè)的資源必然減少,而農(nóng)民的收入主要來自于第一產(chǎn)業(yè)。所以城市化水平提高反而拉大了城鄉(xiāng)收入差距。第二產(chǎn)業(yè)比重增加也會增大城鄉(xiāng)收入差距,隨著比重增加,對城鄉(xiāng)收入影響也更大。

        根據(jù)以上研究結論,本文提出以下建議:

        (一)鼓勵農(nóng)戶創(chuàng)業(yè),發(fā)展創(chuàng)新型農(nóng)村經(jīng)濟

        農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對激發(fā)農(nóng)村市場活力,促進農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟,農(nóng)民增收,縮小城鄉(xiāng)收入差距方面起了重要作用。芮正云(2014)認為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定均衡關系,而且農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)村經(jīng)濟增長有正向作用。所以,一方面,地方政府不僅要鼓勵和支持農(nóng)戶創(chuàng)業(yè),而且要為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)在稅費減免和財政補貼等方面提供各種政策扶持。另一方面,要加強對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)金融支持力度。如張海洋等(2011)認為金融支持確實對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有積極的促進作用。郝朝艷等(2012)認為金融約束對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的確有重要影響。所以,地方政府要引導和鼓勵民間資本進入農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)中去,鼓勵創(chuàng)業(yè)型農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展,縮小城鄉(xiāng)收入差距。

        (二)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構,縮小城鄉(xiāng)差距

        改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),大力促進第二產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化,走新型工業(yè)化道路,推動工業(yè)化與信息化融合發(fā)展;大力發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè),推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級;加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展,提高農(nóng)業(yè)技術進步,加快農(nóng)村科技成果轉化,加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化步伐;調整農(nóng)業(yè)產(chǎn)品結構,提高產(chǎn)品效益;利用現(xiàn)代信息技術和互聯(lián)網(wǎng)技術實現(xiàn)城鄉(xiāng)要素自由流動,從而縮小城鄉(xiāng)差距。

        (三)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展,縮小城鄉(xiāng)差距

        城鄉(xiāng)發(fā)展一體化程度低仍然是我國面臨的主要結構性矛盾之一。破除城鄉(xiāng)二元體制,釋放改革紅利,提高經(jīng)濟一體化程度是應對經(jīng)濟增長速度換檔的重要途徑。破除制度和體制上的障礙,實現(xiàn)城市居民和農(nóng)村居民的自由流轉,建立雙向的城鄉(xiāng)一體化。有利于全民實現(xiàn)小康和和諧社會。所以,打破城市和農(nóng)村分割的壁壘,放寬農(nóng)村和農(nóng)業(yè)資源的流動條件,多渠道的增加農(nóng)民的收入,有利于縮小城鄉(xiāng)差距,實現(xiàn)共同富裕。

        1.余菊,劉新.城市化、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距—來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟地理,2014(3)

        2.李憲印.城市化、經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟,2011(08)

        3.曹裕,陳曉紅,馬躍如.城市化、城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長—基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].統(tǒng)計研究,2010(3)

        4.武小龍,劉祖云.中國城鄉(xiāng)收入差距影響因素研究—基于2002-2011年省級Panel Data的分析[J].當代經(jīng)濟科學,2014(1)

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        13.張海洋, 袁雁靜.村莊金融環(huán)境與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為[J].浙江社會科學,2011(7)

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        16.厲以寧.論城鄉(xiāng)一體化[J].中國流通經(jīng)濟,2010(11)

        王愛峰(1976.3-)女,山東濰坊人,淮陰師范學院數(shù)科院,博士,副教授。

        ▲ 淮安市社科聯(lián)課題2015B-15-19

        C812

        A

        楊松(1974.11-),男,江蘇宿遷人,淮陰師范學院經(jīng)濟與管理學院,碩士,講師,主要研究方向:區(qū)域經(jīng)濟。

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