债务融资、耕地质量与土地产出

王睿 李辰哲 汪翔

摘要： 厘清“钱、地、人”三者的关系是实施乡村振兴战略的现实抓手。以农村借贷与农业经营业绩关系研究为基础，收集江苏省滨海县耕地质量保护示范辐射区耕地质量数据。在控制耕地质量的基础上，进一步明晰不同类型农业经营主体债务融资对于其生产经营绩效的影响程度与作用机制。实证分析结果表明，对于新型农业经营主体及传统农户而言，债务比率与农业产出均具有显著的正相关关系，耕地质量加强了债务融资对农业产出的积极影响。据此提出政策建议，即金融政策与农业政策并举、大力培育新型农业经营主体、增强农业信贷的灵活性、加大耕地质量保护研发投入力度、提高农田基础设施建设水平等，以助力我国实现乡村振兴，提高我国农业现代化水平。

关键词： 债务融资;农业经营主体;耕地质量;耕地数量;信贷约束;土地产出;乡村振兴

中图分类号：F323  文献标志码： A

文章编号：1002-1302（2020）05-0001-07

党的十九大报告提出乡村振兴战略，对新时代的“三农”工作进行了科学精准定位，以20个字5个维度（产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕），高度概括了乡村振兴战略实施目标，再次强调了产业发展与生态宜居并举对于农村发展的重要意义。一方面，产业兴旺要求农业产业化高质量发展、形成农业产业体系集群，延伸农业产业链，进而在促进农民增收的同时促进新型农业经营主体形成，推动我国农业现代化发展。另一方面，生态宜居要求加强生态环境保护，切实保护耕地质量，防治污染，在提高粮食产量的同时，落实“藏粮于地，藏粮于技”战略。因此，乡村振兴战略实施的重要抓手是处理好“钱、地、人”三者的关系。农村金融一直是助力乡村发展的重要力量，不仅可为农村产业发展注入资金动力，更激发了农业生产者的主观能动性。因此，实施乡村振兴战略需要金融、产业、生态共同发力。目前“钱与人”的关系在传统公司财务以及农村金融领域已经得到了广泛研究，但对于农业生产而言，土地是不可或缺的重要生产要素，将土地纳入到“钱与人”的关系中，统筹“钱、地、人”三者关系的研究并不多见，这也就成为了本研究着力解决的命题。

首先从“钱”的供给渠道来看，我国农村小农户的资金有不断完善的正规借贷渠道，也有长期植根的非正规借贷渠道，同时，农业补贴与税收减免政策等也对农户的资金获得渠道进行了补充。其次从“人”的要素来看，一直以来相关部门致力于完善农业生产经营制度，以激发农业生产主体活力。十八大报告提出，以农业现代化为目标，构建新型农业经营体系，培育专业大户、家庭农场、农民合作社、农业龙头企业等新型农业经营主体;十九大报告提出的乡村振兴战略明确了产业兴旺的战略实施目标，对于进一步培育新型农业经营主体提出了更高的要求。最后，在“地”的供给方面，“数量”与“质量”并重。我国农村土地制度改革不断有序推进，土地承包经营权流转制度促进了土地规模化、连片化化供给，提高土地产出的规模经济效应。在提高土地质量方面，耕地地力是土地产出最为重要的基础影响因素，而土壤有机质含量是影响耕地地力的根本因素。目前关于土地产出影响因素的研究较多，但并未涉及对土壤有机质含量的控制。对于有经验的农业生产者而言，其对农业生产投入程度会依据耕地地力有所改变。因此，把控耕地地力因素对土地产出的影响尤为重要。

据此，本研究在明确农业经营主体间特征与差异的基础上，开展理论分析并提出研究假设。在进行研究设计时，将耕地质量要素纳入到债务融资与土地产出关系的模型中。根据模型3实证结果可知，总结研究结论，给出政策建议。

1 理论分析与假设提出

1.1 债务融资与土地产出

对公司财务领域的大量研究表明，债务融资具有治理效应。Jensen等指出，适度负债能够提高企业业绩，具体作用路径体现在负债的激励与约束作用、信号传递功能对企业治理的积极作用上[1]。Myers等基于权衡理论认为，债务融资对企业绩效的作用体现在负债带来的税盾效应与破产成本的动态互动上[2]。Ross认为，高价值公司运用较多的负债进行融资，并将其作为信号传递给公司利益相关者[3]。随着信息不对称理论的发展，学者们对负债与企业绩效的关系进行了进一步的佐证。在农业生产经营过程中，金融借贷很常见，农业生产的季节性导致投入决策和农业产出之间存在时间差，现金流入和流出时间的不匹配产生了外部融资需求。此外，由于减免农业税政策的实施，债务利息的减税效应在农业经营中被弱化。因此，债务融资对农业生产经营的影响将更为复杂[4]。我国众多小农户的生产组织形式是小农生产、自负盈亏，因此不存在代理的问题，且小农往往需要通过借贷来满足季节性生产需要，所有者需承担无限责任。Guan等指出，在债务刚性偿还压力的驱动下，农业生产经营者将产生更为强大的提高农业产出的内部动力[5]。因此在农业生产中债务具有约束与激励作用。

农业经营普遍具有外部融资的需求，农业经营主体进行债务融资一方面可以补充短期资金流动性需求，另一方面债务的约束与激励作用会促使农户改善经营管理，进而促进农业产出的提高。由此提出第1个假设，即

H1：農业生产经营主体适度负债对提高土地产出具有显著正向影响。

1.2 耕地质量与土地产出

2016年农业部发布的《耕地质量调查监测与评价办法》中对于耕地质量概念进行了界定：由耕地地力、土壤健康状况和田间基础设施构成的满足农产品持续产出和质量安全的能力。在此基础上，本研究将耕地质量概念的构成因素分解为2层，第1层是内在质量，即耕地地力与土壤健康状况;第2层是外显质量，即田间基础设施水平。笔者认为，耕地内在质量是影响耕地产出的重要因素且具有正向作用，表层有机质含量可以作为耕地内在质量的代理参数。对耕作者而言，耕地外显质量即田间基础设施水平更容易直接观测，因此，田间基础设施水平直接影响着耕作者的生产设施投入及耕作效率。2018年12月，农业农村部指出，今后一段时间要集中力量开展集中连片、设施完善的高标准农田建设。因此，提高耕地外显质量对于我国耕地质量的提高同样具有重要意义。

据此可知，耕地质量对土地产出及土地生产力具有重要影响。一方面，土壤有机质含量是影响耕地生产力的内在因素，当耕地有机质含量差异较大时，产出情况也具有较大差异，提高耕地内在质量可以从根本上提高土地生产力;另一方面，耕地的外显质量如基础设施建设水平对耕地耕作与管理的影响更为直观，在一定程度上也影响着农业产出水平。由此提出第2个假设，即

H2：耕地质量对土地产出具有显著正向影响。

H2a：耕地内在质量对土地产出具有显著正向影响。

H2b：耕地外显质量对土地产出具有显著正向影响。

1.3 债务融资、耕地质量与土地产出

乡村振兴战略的实施需要统筹“钱、地、人”三者的关系。统筹“钱、地、人”之间的关系时，需要统筹金融、产业、生态的发展，理顺资本、土地、劳动力三者的关系。具体而言，就是通过生产机制的创新与改革来激发、释放“人”这一重要要素活力。培育新型农业经营主体，进一步加快推进现代农业经营体系建设，体现农业生产中以人为本的思想。一定规模的土地是新型农业经营主体进行农业生产经营的必要条件，新型农业经营主体在进行农业主产经营时以科技高效、生态环保的农业生产为目标。这对“地”这一要素提出了数量与质量的双重要求。一方面，要逐步建立完善的土地流转制度，土地三权分置的运营模式为适度规模经营提供了制度保障。另一方面，要依据“藏粮于地，藏粮于技”的农业发展要求，保障耕地质量，使农业可持续发展。在金融方面，农业信贷对农业经营主体的资金获得具有重要帮助。应形成农业产业体系“钱、地、人”的良性循环，最终完成产业兴旺的目标。

目前，综合探讨债务融资、耕地质量与土地产出的研究并不多见。黄惠春研究指出，实际耕地面积对农户担保贷款及农地抵押贷款需求均具有显著影响，农业大户具有更高的贷款可得性，通过推进承包经营权抵押贷款试点，降低交易成本，将有助于提高农户贷款可得性[6]。柳凌韵等指出，长期存在的正规借贷约束会抑制农户的规模经营[7]。结合“1.2”节中耕地质量与土地产出的关系，“地与人”的关系得以完整阐述，在新型农业经营主体的培育过程中，促进耕地数量规模适度与耕地质量提高均可以促进土地产出。综合上述分析，提出第3个假设，即

H3：耕地质量加强了债务融资对农业产出的正向影响。

2 研究设计

本研究采用实地调研的方式取得农业生产经营数据，耕地质量数据由中国科学院南京土壤研究所实际测量所得。利用最小二乘法（OLS）回归模型，检验财务理论在我国农业领域的适用性，厘清债务融资、耕地质量与土地产出之间的关系。

2.1 样本选择与数据来源

本研究依托江苏省财政立项资助课题“江苏省粮食主产区耕地保育与质量提升综合解决方案”，获取江苏省盐城市滨海县界牌镇示范辐射区域农业生产经营数据。实地走访调研淮南、冲边、条河、三坝、吉港、众兴6个村，共获得66份有效问卷，其中淮南村24份，冲边村13份，条河村14份，三坝村9份，吉港村2份，众兴村4份，涉及小农户62户，专业大户1户，家庭农场3户。

2.2 变量选择

在本研究设计中，被解释变量是农业产出，用全年产量表示，即每户耕地全年的产量，代表耕地的生产能力。[JP2]解释变量是资本结构，包括负债资金占耕種投入资金总体的比重（债务比率）以及耕地质量，其中耕地质量分为内在质量与外显质量，内在质量用土壤有机质平均含量表示，外显质量用农户关于田间基础设施的评价分值表示。控制变量包括耕地面积、肥料施用费用率、农业机械使用费用率、农业生产补贴率、从事农业耕种的时长（表1）。

2.2.1 被解释变量选择

通常采用回归模型对产出的影响因素进行估计，根据不同的研究领域，衡量农业产出的形式不同，在宏观农业经济方面的研究主要侧重于对农业生产效率进行测算与分解，常采用柯布-道格拉斯（C-D）生产函数模型对农业产出效率进行研究与评价;在微观农业生产方面，通常结合相关试验与数据，将产量作为因变量，对其波动进行直接研究[8-10];在农村金融领域，学者们通常采用农业总产值作为代表农业产出的因变量，结合C-D生产函数对影响农业产出的金融因素进行研究[11-12]，也有以农业生产率或产量作为因变量的研究[13]。不同研究在农业贷款、农业保险对农业产出的影响方面得出了不同的结论。

以上研究领域的研究内容各有侧重，但不论是在生产函数构建与生产率测算中，还是在农业总产值的测算中，作物产量均以不同形式得到了体现，如在测算生产技术效率和全要素生产率时，高鸣等将农户当年小麦产量作为产出指标，结合投入指标对生产率进行测算[14]。因此，结合数据可得性与直观性，同时为了剔除价格变化带来的影响，本研究用耕地全年产量代表农业产出，作为被解释变量。

2.2.2 解释变量选择

根据财务冗余与经营业绩的相关研究得出，不同的债务水平会起到不同的作用，Lang等指出，高债务水平会推动管理层履行义务，促进经营，同时低债务水平也是抵御外部威胁的一种有价值资源[15]。在相关学术研究中，通常选用资产负债率指标对资本结构进行度量，包括短期负债与总资产账面价值比值、长期负债与总资产账面价值比值和总负债与总资产账面价值比值[16-17]。因此，借鉴资本结构理论，并结合我国农村金融领域的特点，本研究将负债资金总额占自有耕种投入资金的比重设定为解释变量。

此外，耕地内在质量是影响耕地产出的根本因素，在已有研究中，研究者往往认为区域研究范围内耕地质量差异不大，进而忽视了耕地质量这一重要因素。本研究结合滨海县耕地质量数据发现，即使是同一个试验区，耕地有机质含量也存在明显差异。耕地外显质量即田间基础设施水平直接影响着耕作者的生产设施投入及耕作效率。因此，本研究将耕地质量作为第2个解释变量，并区分耕地内在质量（用土壤有机质平均含量表示）与外显质量（用农户对田间基础设施的评价分值表示），以提高研究的准确性。

2.2.3 控制变量选择

肥料施用的费用率及农业机械使用费用率均体现了农户投入要素水平。龚斌磊指出，肥料与机械等要素投入的增加对农业产出的贡献率较强[18]。因而，本研究将肥料施用费用率及农业机械使用费用率作为控制变量，用来衡量其潜在影响。

农业生产补贴率也是控制变量之一，农业生产补贴可在一定程度上改善农民的生产资金约束，进而降低农户的借贷需求。王欧等研究指出，农业补贴可以改善农户生产条件，提高粮食产量[19]。因此，本研究将农业生产补贴作为控制变量，用来衡量农业补贴的潜在影响。

其他控制变量包括从事农业耕种的时长及耕地面积。

2.2.4 描述性统计

从表2可以看出，样本地区耕地面积的均值为0.862 hm2，高于全国户均耕地面积水平（0.7 hm2）;全年产量的最大值为 115 000 kg，最小值为 950 kg，分别为新型农业经营主体家庭农场与传统农业经营主体小农户的全年产量，样本中新型农业经营主体与小农户耕地规模差异较大;负债资金总额占自有耕种投入资金的比重均值为0.128，最大值为2.000，最小值为0，最大比重样本为家庭农场，通过农村信用社取得贷款，贷款总额为140 000元，取得贷款资金的样本占比较低且贷款金额并未满足融资需求，总体而言，农户取得的信贷资金有限;样本地区耕地有机质含量的均值为15.686 g/kg，低于江苏省的平均水平（20.160 g/kg），最大值为24.660 g/kg，最小值为8.990 g/kg;田间基础设施水平评价均值为2.288分，对应等级为较低水平，说明样本地区田间基础设施建设的整体水平有待提高;样本地区肥料施用费用率均值为0.414，最小值为0.020，最大值为0.780;样本地区农业机械使用费用率均值为0.073，最小值为0，最大值为0.800，总体而言，样本地区农业机械使用率不高;样本地区农业生产补贴率的均值为0.307，最小值为0，最大值为0.960，总体而言，当地农业补贴覆盖较为全面;样本地区农业主体从事农业耕种的平均时长约为33年，最小值为2年，最大值为60年，一方面反映出耕作者务农时间较长，另一方面反映出样本地区中老年耕作者占主体地位。

2.3 模型设计

根据前文的理论分析与假设，构建3个回归模型。

负债水平与土地产出模型：

yi=α0+α1Debti+α2Areai+α3Ferti+α4Maci+α5Subi+α6Yearr+εt。（1）

耕地質量与土地产出模型：

yi=β0+β1Soci+β2Fii+β3Areai+β4Ferti+β5Maci+β6Subi+β7Yeari+εt。（2）

负债水平、耕地质量与土地产出模型：

yi=γ0+γ1Debti+γ2Soci+γ3Fii+γ4Areai+γ5Ferti+γ6Maci+γ7Subi+γ8Yeari+εt。（3）

式中：α0、β0、γ0为3个回归模型的常数项;α1～α6、β1～β7、γ1～γ8为3个回归模型解释变量与控制变量前的系数;εt为残差。

3.4 相关性分析

在对变量进行定义及描述性统计的基础上，通过分析变量间的相关性来初步判断其相互影响程度及是否存在多重共线性问题，为后续分析提供基础。

由表3可知，除耕地面积与全年产量的相关系数大于0.8外，各变量相关系数均小于0.8，说明不存在严重的多重共线性问题。此外，全年产量与债务比率、全年产量与耕地内在质量的相关系数为正数，初步说明其存在正相关关系，与“1.1”“1.2”节中的假设一致，后文将通过多元回归进行进一步分析。

3 实证分析

3.1 实证分析结果

根据模型设计与数据，运用Stata 14.0软件，对滨海县示范辐射区样本数据分组进行OLS回归分析。在进行分析前，对数据进行对数化处理，以使数据平稳，即除债务比率、肥料施用责用率、农业机械使用费用率、农业生产补贴率外，对各变量均进行对数化处理。每个模型分别包括全样本组、传统农户组和新型农业经营主体组。其中，模型1对应假设H1，研究负债对农业产出的影响。模型2对应假设H2，研究耕地质量（包括内在质量与外显质量）对农业产出的影响。其中 Fert度量了H2a中耕地的内在质量对农业产出的影响;Fi度量H2b中耕地的外显质量对农业产出的影响。模型3对应假设H3，研究负债与耕地质量对农业产出的共同影响。

由表4可以看出，在债务对农业产出的影响方面，全样本组中，变量Debt的回归系数是0.411，在0.05水平上显著;传统农户组中Debt的回归系数是0.526，在0.10水平上显著;新型农业经营主体组Debt的回归系数是0.388，在0.10的水平上显著，且整体上债务在传统农户组与新型农业经营主体组对农业产出的影响差异不大。变量Debt的系数均为正且显著，整体上验证了假设1，说明债务对产出具有促进作用，债务融资促进了经营主体资金使用效率的提高，进而提高了农业产出。在控制变量中，耕地面积的回归系数在3组中均为正且在0.01的水平上显著，说明扩大农业生产规模有助于提高农业产出;农业生产补贴率的系数在3组中均为正，且在0.10的水平上显著，说明农业补贴与农业产出也具有正相关关系，有利于经营主体的资金获得并投入生产。

此外，全样本组和新型农业经营主体组整体的调整R2值分别为0.800和0.793，传统农户组的调整R2值低于新型农业经营主体组，为0.586，说明模型整体上拟合程度较好。

由表5可以看出，在耕地质量对农业产出的影响方面，全样本组、传统农户组、新型农业经营主体组变量Soc的回归系数分别是0.216、0.222、0.207，系数均为正且不显著，可能是由样本地区耕地有机质含量偏低所致。变量Fi的回归系数均为负值且不显著，参考描述性统计结果可知，样本地区田间基础设施水平较差，因而可能导致设施水平对农业产出无法达到促进效果。此外，全样本组和新型农业经营主体组整体的调整R2值分别为0.784和0.783，传统农户组的调整R2值低于新型农业经营主体组，为0.563，模型整体上拟合程度较好。

表6显示了债务与耕地质量对农业产出的共同影响，可以看出，全样本、传统农户与新型农业经营主体3组中，变量Debt的系数均为正，其中全样本组Debt的回归系数在0.05水平上显著;全样本、传统农户与新型农业经营主体3组中，变量Soc的系数均为正但均不显著。相较于模型1，加入耕地质量变量后，债务仍对农业产出具有正向影响，且其系数较模型1有所提高，此外，模型3调整R2值与模型1相比无较大变化，拟合程度较好，这在一定程度上说明耕地质量加强了债务融资对土地产出的积极作用，进而验证了假设3。

整体而言，样本地区债务对农业产出具有显著促进作用，耕地内在质量对农业产出具有促进作用但并不显著，且耕地质量加强了债务融资对农业产出的积极作用。相关影响在传统农户与新型农业经营主体的之间具有差异。

4 研究结论与政策建议

4.1 研究结论

4.1.1 适度负债有助于提高农业产出

根据实证分析结果可知，适度负债有助于提高农业产出，有负债农户比无负债农户具有更高的土地产出，这说明负债有助于农户运用债务资本进行生产行为决策的优化调整，改善田间管理。对于新型农业经营主体而言，他们具有更高的土地经营管理水平与资金利用效率，且达到适度土地规模时更能够发挥规模经济作用，因而债务融资与土地产出呈显著正向相关关系;对于传统农户而言，精耕细作与农业风险促进了其谨慎经营，因此发挥了债务融资对农业产出的正向作用。

4.1.2 耕地质量是重要农业生产经营要素，对农业产出至关重要

根据实证分析结果可知，耕地内在质量与农业产出具有正相关关系但并不显著，这可能是由于样本地区土地略显贫瘠、耕地地力不足。因而，持续推进耕地质量保护研究，提高耕地地力应是长久之计，有助于促进农业产出的可持续增长，提高生态效益。另外，外显质量与农业产出有负相关关系但不显著，可能是由于样本地区田间基础设施水平较低，影响了外显质量对农业产出的作用效果。根据已有研究，提高田间基础设施水平，对农业产出产生促进作用[20]。对于新型农业经营主体而言，他们具有一定的资金积累与抗风险能力，因而对于有一定规模的土地，能够对田间设施进行规模化改造，进而促进农业产出的提高;对于传统农户而言，他们的抗风险能力较低，更易受到自然条件约束，因而改造自然的能力较弱。

4.1.3 耕地质量是激发债务融资促进土地产出提高的重要基础保障

根据模型3实证分析结果可知，加入耕地质量变量后，负债对土地产出的正向影响得到了加强，且在0.05的水平上，全样本组的债务融资与农业产出具有显著的正相关关系，这说明耕地质量在负债对土地产出的影响中起到了一定的传导作用。一方面，除极端环境状况外，内在质量即耕地地力与土壤健康状况是影响农业产出的重要因素，外界因素难以根治耕地地力问题，因而若耕地内在质量较低，负债便难以发挥作用。对于新型农业经营主体而言，在耕地质量得到保障的情况下，其债务融资可以更多地用于要素投入与改善经营管理水平方面，进而促进农业产出的提高;对于传统农户而言，在耕地质量得到保障后，自然条件约束降低，其债务融资资金能更集中地用于要素投入，进而促进农业产出。

4.2 政策建议

4.2.1 提高农业生产产业化水平，增强农业信贷对于农业生产的积极促进作用

在农村金融不断发展的背景下，本研究认为，只有促进农业的产业化经营，才能够充分发挥农村金融对农业发展的促进作用。产业化经营的农业主体具有更好的盈利能力与抗风险能力，因而他们有能力获得信贷资金，且更能充分发挥信贷资金的作用，促进农业产出的提高。此外，在我国农业现代化的过渡期内，在促进农业产业化经营的同时，应区分不同农业经营主体及农业经营状况，为其提供不同规模与利率期限结构的农业信贷资金，并拓宽农业经营主体的债务融资渠道，同时建立有效风险防范机制。即对于新型农业主体而言，促进其债务规模达到适度水平，进而促进农业的提高;对具有一定经营规模且具有一定经济实力与抗风险能力的农户而言，促进其扩大经营规模并向新型农业经营主体转变;对于小农户而言，普及农村金融教育与培训，促进其财务素养提高，并引导其利用信贷资金改善田间管理。

4.2.2 加大耕地质量保护研发投入力度，提高农田基础设施建设水平，大力推进高标准农田建设

耕地质量与农业产出、农产品质量安全、国家粮食安全息息相关，十分珍惜、合理利用土地和切實保护耕地是我国的基本国策。耕地内在质量对农业发展具有关键作用。因此，应加大对耕地质量保护项目的研发支持力度，促进科研成果的转化落地，并对农业经营主体购买使用有机物料提供一定补贴，降低使用成本，在保护生态效益的同时促进经营效益的提高。

耕地外显质量即农田基础设施建设水平关乎粮食生产能力与生产效率，我国已明确2022年建成6 666.67万hm2高标准农田的建设目标。在提高耕地内在质量的同时，建设集中连片、设施完善的高标准农田是提高农业生产能力的重要举措。只有耕地质量得到保障，农田基础设施水平有所提高，信贷才能更好发地挥作用，促进我国农业管理现代化的发展。

4.2.3 大力培育新型农业经营主体，在生产机制层面综合激发“钱、地、人”要素潜力

促进“钱、地、人”协同发挥作用，需要统筹“钱、地、人”的发展。人是生产力中最具决定性的因素，培育新型农业经营主体是促进我国农业现代化的重要战略举措;在金融与用地方面加大政策扶持力度，利用金融信贷提高农业经营主体的资金获得渠道，促进其改善生产经营;提供用地支持，加强基础设施建设，改善农业生产经营环境，促进我国农业经营规模适度，进而统筹“钱、地、人”的发展，并向农业现代化进一步迈进。

综上所述，只有金融政策与农业政策并举，才能在保证产业兴旺、提高我国耕地质量、保护生态效益的同时，实现乡村振兴，提高我国农业现代化水平。

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收 稿日期：2019-12-02

基金项目：江苏省社会科学基金青年项目（编号：16EYC007）;江苏省农业科技自主创新资金 [编号：CX（ 17） 1001]。

作者简介：王 睿（1981—），男，江苏南京人，博士，副教授，硕士生导师，主要从事产业组织投融资行为研究，E-mail： wangrui@njau.edu.cn;共同第一作者：李辰哲（1996—），女，河南洛阳人，硕士研究生，主要从[JP2]事财务理论与实务研究，E-mail：lczworking@outlook.com。

通信作者：汪 翔，博士，副研究员，主要从事农业产业经济研究。E-mail：njflywang@163.com。