不同市场状态下养老基金投资的羊群效应测度

DOI:10.13546/.2021.05.033

财经纵横

不同市场状态下养老基金投资的羊群效应测度

张

2

力

1，

，李天德

1

，贾巍

3

（1.四川大学经济学院，成都610064；2.西南石油大学经济管理学院，成都610500；3.中国精算师学会，北京100013）

摘要：文章利用2005—2019年我国A股市场的实际交易数据，采用改进CSAD模型对养老基金投资行为

是否会引起其他投资者的跟随进而引发羊群效应进行了测量。实证结果显示：在总体上，养老基金引发的买入

羊群效应和卖出羊群效应均不明显。在市场上涨期，养老基金的买入行为能产生显著的羊群效应；在市场下跌

期，基金的买入行为对其他投资者能够产生一定影响但不显著。无论在市场的上涨期还是下跌期，养老基金的

卖出行为都产生羊群效应。养老基金选股并买入的行为是其他投资者的重要参考，但持股与卖出行为并不是

其他投资者决策的依据。

关键词：养老基金；羊群效应；CSAD方法

中图分类号：F833.39文献标识码：A文章编号：1002-6487（2021）05-0152-05

超额收益，其投资风格、选股择时策略受到市场中其他投

0引言

防范金融风险，维护金融安全，推动金融市场高质量

发展是我国“十四五”期间的重要任务之一。基于有效市

场假说的研究理论认为，养老基金与资本市场存在良性互

动关系，然而，资本市场中包括养老基金在内的众多投资

者往往表现出大量的“非理性”行为，这些行为的存在可能

会严重影响到基金与资本市场互动作用的发挥。

2000年后，以全国社会保障基金为代表的养老基金

逐步展开市场化投资，目前主要以全国社会保障基金、部

分个人账户基金和企业年金基金为主，持股市值约占我国

A股总市值的0.5%。虽然当前市值比重不大，但由于养老

基金作为“国家队”的特殊身份以及长期高于市场水平的

资者的重点关注，甚至被部分追求短期价差的投机者定义

为市场的“先知先觉者”。一些中小投资者由于信息的缺

乏，往往容易简单跟从或模仿养老基金的投资行为，从而

产生羊群效应。由于羊群效应具有一定的趋同性，当众多

投资者同一时间买卖相同股票时，股票价格将出现大幅波

动，从而影响市场的稳定运行。实践中，我国养老基金每

季度公开的持股信息和特殊的地位具备了引发市场跟随

的基本条件，但实际情况究竟如何，需要进行科学的测量。

现有国外研究主要集中于养老基金本身的羊群行为，

而较少去分析基金的投资行为是否会导致其他投资者的

跟随或模仿。但一些关于个人投资者与机构投资者之间

互动行为的研究则为本文的研究主题提供了参考依据。

[1]

Islamoglu等（2015）研究发现，影响个人投资决策的最重

基金项目：国家社会科学基金资助项目（18VSJ095）；西南石油大学人文社科专项基金资助项目（2018RW022）；西南石油大学

青年科研创新团队项目（2019CXTD11）

作者简介：张力（1980—），女，四川成都人，博士研究生，讲师，研究方向：世界经济理论。

李天德（1949—），男，河南郑州人，教授，博士生导师，研究方向：宏观经济学。

贾巍（1982—），女，陕西渭南人，硕士，经济师，研究方向：保险学。

低了约55%和50%，方向预测准确度分别提高了约5%和

8%，具备更高的应用价值。

参考文献：

[1]EstrellaA,mStructureasaPredictorofRe⁃

[2]顾彦召.实际利率、通货膨胀溢价及预期通货膨胀率的预测——

基于ARIMA模型的研究[D].厦门：厦门大学硕士学位论文,2018.

TheJournalofBusiness,1987,60(4).

统计研究,2018,35(3).

2019,(31).

[3]NelsonCR,oniousModelingofYieldCurves[J].

[4]闫红蕾,张自力.利率期限结构预测、国债定价及国债组合管理[J].

[5]李佳航.基于人工智能预测的中国国债收益率[J].全国流通经济,

alEconomicActivity[J].TheJournalofFinance,1991,(46).

[6]RoondiwalaM,PatelH,tingStockPricesUsingLSTM

[7]贾春光.深度学习在PM

2.5

预测中的应用[J].现代计算机,2019,(18).

Computation,1997,9(8).

形态[J].债券,2016,(7).

[J].InternationalJournalofScienceandResearch(IJSR),2017,6(4).

[8]HochreiterS,ort-termMemory[J].Neural

[9]郭济敏,张嘉为.基于Nelson-Siegel模型预测中债国债收益率曲线

[10]周琳.中国国债利率期限结构与宏观经济相关性实证研究——基

2019,47(3).

于动态NelsonSiegel模型[J].辽宁大学学报(哲学社会科学版),

[11]张奇松.我国国债利率期限结构与宏观因子的动态关联性研究

[D].大连：东北财经大学博士学位论文,2019.

（责任编辑/刘柳青）

152

统计与决策2021年第5期·总第569期

财经纵横

要因素是：公司的行业地位，期望的公司收益，过去的公司

股票业绩，每股价格以及机构投资者是否参与等。Good-

fellow等（2009）

[2]

对波兰市场的研究发现，在熊市中，个人

投资者往往倾向于模仿机构投资者的交易行为，而在牛市

中模仿交易的证据较少。Li等（2017）

[3]

认为，尽管个人投

资者比机构投资者的羊群行为更多，对公开信息更加敏

感，但当个人投资者和机构投资者在形成共识时都密切关

注彼此的交易。国内研究中，李旭等（2006）

[4]

基于博弈模

型指出个人投资者的最佳决策是追随机构投资者投资。

李志文等（2010）

[5]

认为，我国股票市场中，机构投资者往往

能够提前获得个人投资者难以获得的内幕信息，个人投资

者处于信息劣势，难以模仿机构投资者的投资行为。姚禄

仕和吴宁宁（2018）

[6]

运用LSV模型分析发现，机构投资者

比个人投资者具有更显著的羊群行为，个人投资者中的

表现出了一定的羊群倾向。谢晶晶和王建琼

2019）

[7]

结合内部异质性和外部情境的研究发现，个体投

资者的自尊对羊群行为有显著负向影响，特质愤怒在其中

起中介作用。金珍（2019）

[8]

研究发现，个人投资者风险偏

好越高，其投资组合决策受机构投资者影响越大。

对于我国养老基金而言，除了通过资本市场获得长期

稳定回报、为其他养老基金提供保值增值经验外，促进我

国资本市场的完善与稳定发展也是其重要任务之一。因

此，本文将通过我国股票市场的实际交易数据对养老基金

投资行为引发的羊群效应进行实证测度，为规范我国资本

市场投资行为、维护金融安全提供理论支撑。

1模型构建

现有相关文献对羊群效应的分析主要有LSV、CSSD

和CSAD三种方法。LSV方法主要分析同一类型交易者在

特定时期t上是否执行相同买卖操作，不能反映基金投资

行为对其他投资者的影响；CSSD方法主要基于股票收益

率的偏离度对羊群效应进行研究，主要思路是由于羊群效

应使得投资者的行为呈现一致性，个股收益率与市场收益

率的偏离度将减小。该方法适合测量基金买卖行为对整

个股票市场的影响，但该模型识别的是极端市场时的羊群

效应，可能会低估市场中羊群效应的程度。CSAD方法是

在CSSD方法的基础上结合CAPM模型，用横截面收益的

绝对偏差（CSAD）取代标准差（CSSD）。

计算公式如下：

N

CSAD

t

=

N

1

å

|

R

it

-R

mt

（1）

i=1

|

其中，

N

为投资组合

m

中股票的总数量，

R

it

为投资

组合中某只股票

i

在

t

时刻的收益率，

R

mt

为整个投资组

合在t时刻的收益率。由于本文研究的是养老基金投资对

整个股票市场的影响，因此，将整个股票市场视为投资组

合，

R

mt

为

t

时刻的市场收益率。

根据资本资产定价模型（CAMP）可得截面数据收益

偏差期望为：

N

E(CSAD

t

)=

N

1

å

|

β

i

-β

m

|

E

t

(R

m

-γ

（2）

i=1

0

)

对式（2）中的

R

m

分别求一阶偏导和二阶偏导可得：

¶E(CSAD

t

)

¶E

=

1

（3）

t

(R

m

)N

å

N

i=1

|

β

i

-β

m

|

>0

¶

2

E(CSAD

t

)

¶

2

E

=0

（4）

t

(R

m

)

2

由一阶导数大于零、二阶导数等于零可得，

CSAD

t

随

R

m

的增加而增加，两者之间成正相关关系。当市场发生

羊群效应时，股票

i

的个体收益率与市场收益率无限接

近，两者的绝对值差趋于零。

CSAD

t

和

R

m

成非线性关

系，回归方程为：

CSAD

t

=α+β

1

|

R

mt

+1

|

+β

2

R

2

mt+1

+ε

t

（5）

可以通过检验二次项回归方程中的二次项系数是否

显著为零来检验

CSAD

t

和

R

m

是否存在正相关关系。当

二次项系数为负时，表明存在显著的羊群效应。

2数据来源与处理

本文采用2005年第1季度至2019年第4季度我国A

股市场公开交易数据和信息，市场指数采用上证综合指数

衡量，将养老基金对某一个股的新进和增持视为买入行

为，减持或完全卖出视为卖出行为。数据来源于国泰安

CSMAR数据库。结合本文的研究目的和养老基金的具体

投资行为，对数据进行如下处理：

第一，持股组合与数量计算。本文选用的养老基金持

股组合为全国社会保障基金和基本养老保险所持股票的

投资组合，未将企业年金基金组合包含在内。企业年金基

金在市场中的地位与一般投资基金类似，各类股票分析软

件中也只是将“社保新进”“社保重仓”或“基本养老保险持

股”作为市场概念，未包含企业年金。同时，在计算持股与

买卖行为时，将所有养老基金组合视为一个整体，不同组

合所持有或买卖同一只股票时，记为一次操作。

第二，收益率计算。本文将上证综合指数作为市场变

化的参考数据，由于各类养老基金持股数据每季度公开一

次，因此在计算个股收益率和市场收益率时均按季度计

算，即通过该季度第一日的开盘价和最后一日的收盘价计

算收益率。

第三，市场状态。本文根据每季度上证综合指数的收

益情况，将该季度收益率为正的时期记为市场上涨期，将

收益率为负的季度记为市场下跌期。根据不同的市场状

态将养老基金引发的羊群效应分为市场上涨期的买入羊

群效应和卖出羊群效应以及市场下跌期的买入羊群效应

和卖出羊群效应，并分别测度总体买入羊群效应和卖出羊

群效应以及不同市场状态下的买入羊群效应和卖出羊群

效应。同时，养老基金的持仓数据公布期通常在季度末及

下季度中，基金投资行为对其他投资者的影响具有滞后

性。因此，本文在考察羊群效应时，将其他投资者的行为

统计与决策2021年第5期·总第569期

153

“大户”

（

财经纵横

变化滞后到养老基金投资行为变化的下一季度。

3实证分析

3.1不同市场状态下的买入羊群效应分析

为考察在不同市场状态下基金买入股票对市场的影

响，本文将市场状态分为市场上涨期和市场下跌期，市场

收益率为正的季度视为上涨期（记为

R

m

r

)

，收益率为负的

季度视为下跌期

(R

m

l

)

，同时将基金对某一个股的上期持

有本期增持或上期未持有本期新增两种情况视为买入行

为，主要验证基金在不同的市场状态下是否存在买入羊群

效应。在2005—2019年60个季度中，市场上升的季度为

30个，另外30个为下跌期。

为预判养老基金的买入行为是否产生羊群效应，本文

采用EViews10.0绘制收益率离差CSAD与市场收益率

R

m

之间的关系图，如图1所示。

0.6

0.5

0.4

0.3

R

0.2

0.1

0.0

0.050.100.150.20

CSAD

0.250.300.350.40

图1养老基金买入组合中个股收益率与市场收益率偏差散点图

图1显示，CSAD和

R

m

之间没有明显的线性关系，散

点主要集中在

R

m

靠近0的位置，当

R

m

接近0时，CSAD较

为分散。随着市场波动程度的增加，个股收益率与市场收

益率的偏离程度减小，中小投资者更倾向于放弃私人信

息，选择跟随。在养老基金组成的投资组合中，投资者之

间可能存在羊群效应。

初步预判后，对数据进行平稳性分析。表1分析结果

显示，市场上涨期的序列为平稳序列，而市场下跌期的

R

2

m

l

为非平稳序列，其在二阶差分情况下平稳。

表1不同市场状态下买入羊群效应的数据序列平稳性检验

序列ADF统计值

ADF统计量临界值

1%5%10%

P值结论

CSAD

r

-2.854110-3.679322-2.967767-2.6229890.0633平稳

R

m

-8.588408-3.679322-2.967767-2.622989

R

2

0.0000

平稳

m

-18.39113-3.679322-2.967767-2.6229890.0001平稳

CSAD

l

-4.616032-3.679322-2.967767-2.6229890.0010平稳

R

m

-4.730439-3.689194-2.971853-2.6251210.0008平稳

R

2

m

-2.380921-3.737853-2.991878-2.6355420.1572非平稳

CSAD

（

l

-2）-3.890570-3.808546-3.020686-2.6504130.0084平稳

R

m

（-2）

-8.890841-3.724070-2.986225-2.6326040.0000平稳

R

2

m

（-2）

-5.837469-3.699871-2.976263-2.6274200.0000平稳

3.1.1上涨市场中的买入羊群效应分析

根据CSAD模型对上涨期买入羊群效应进行验证，回

154

统计与决策2021年第5期·总第569期

归结果如表2所示。

表2市场上涨期养老基金买入羊群回归结果

参数估计值标准差t统计值P值

R

m

0.9762500.2263274.3134550.0002

R

2

m

-0.9304270.466402-1.9949040.0562

C0.0835140.0198714.2028800.0003

可决系数R

2

0.691788

调整可决系数R

2

0.668958

F-statistic30.30109

Prob（F-statistic）0.0000

DW2.182253

根据回归结果可写出回归方程为：

CSAD

r

=0.083+0.976R

m

r

-0.93R

2

m

r

（6）

由回归分析检验结果可知，

R

m

r

在1%的显著性水平

下显著，

R

2

m

r

在10%的显著性水平下显著，DW值显示模

型不存在序列自相关，模型拟合度较高，检验结果可性。

β

1

=0.976、

β

2

=-0.930，回归方程中一次项系数为正且显

著，二次项系数为负且显著，这说明随着市场收益率绝对

值的增大，个股收益率与市场收益率的偏离程度会降低。

根据CSAD模型的判断标准，可以认为在市场上涨期，养

老基金买入股票产生了较为显著的羊群效应。

3.1.2下跌市场中的买入羊群效应分析

根据CSAD模型对市场下跌期买入羊群效应进行验

证。初步二阶差分回归结果显示DW值为3.20，存在负自

相关，对残差序列进行分析发现，残差序列为一个明显AR

2）过程，需要对回归模型进行修正。

表3的二阶自回归结果显示，模型在总体上显著Prob

F-statistic）为0.000699，R

2

为0.599020，且

β

1

=1.751429、

β

2

=-0.300853，回归方程中一次项系数为正，二次项系数

为负，但在10%的显著性水平下解释变量对被解释变量没

有显著性影响。因此，认为下跌市场中养老基金的买入行

为未产生羊群效应或者在下跌市场中产生的羊群效应要

远远弱于上涨市场中的羊群效应。

表3下跌市场买入羊群效应二阶自回归模型检验

参数估计值标准差t统计值P值

D(R

m

2)

1.7514291.7285741.0132220.3220

D(R

2

m

2)

-0.3008536.055073-0.0496860.9608

C

-0.0022310.004088-0.5458690.5906

AR（1）

-0.8844420.192132-4.6033040.0001

AR（2）

-0.3015640.218656-1.3791680.1817

可决系数0.599020

调整可决系数0.507888

F-statistic6.573111

Prob（F-statistic）0.000699

DW2.018715

综合表2和表3的回归结果看，2005—2019年，养老

基金在市场上涨时期的买入行为会导致部分投资者的跟

随从而产生羊群效应，而在市场下跌期，养老基金产生的

羊群效应不显著。一般而言，在市场上涨时期投资者的情

绪较为高涨，而养老基金所坚持的“价值投资”理念和投资

组合背后专业的投资机构被中小投资者认为在选股和择

时方面具有先天优势，因而选择在获得信息后进行跟随。

（

（

财经纵横

同时，市场上涨期中超过70%的自然人投资者会在获利

50%以下卖出股票变现，具备较为充裕的资金。在市场下

跌期，一方面投资者情绪较低，买入股票的意愿较弱，另一

方面，下跌期往往出现亏损的情况。根据历年《全国股票

市场投资者状况调查报告》显示，我国自然人投资者在出

现亏损时采用“认赔卖出”方式的仅为16%左右，并无多余

资金实施买入行为。因此，出现了上涨期买入羊群效应更

为显著的现象。

3.2不同市场状态下的卖出羊群效应分析

与买入羊群效应分析过程类似，将市场状态分为市场

上涨期和下跌期，市场收益率为正的季度视为上涨期（记

为

R

m

r

)

，收益率为负的季度视为下跌期

(R

m

l

)

，分别判断养

老基金的卖出行为是否会引起市场其他投资者的跟随。

首先通过个股收益率与市场收益率离差散点图对是

否存在羊群效应进行预判。从图2中可以看到，个股收益

率与市场收益率的离差仍没有线性关系，且随着市场波动

的增加，离差逐步缩小，养老基金卖出行为仍可能导致市

场羊群效应的产生。

0.6

0.5

0.4

R

0.3

0.2

0.1

0.0

0.050.100.150.20

图2

CSAD

0.250.300.350.40

养老基金卖出组合中个股收益率与市场收益率偏差散点图

在初步预判之后，对数据进行平稳性分析，结果见表4。

表4不同市场状态下卖出羊群效应的数据序列平稳性检验

序列ADF统计值

ADF统计量临界值

1%5%10%

P值结论

CSAD

r

(-2)

-5.220357-3.808546-3.020686-2.6504130.0005平稳

R

m

(-2)

-4.329705-3.711457-2.981038-2.629906

0.0023

平稳

R

2

m

(-2)

-4.943394-3.788030-3.012363-2.6461190.0008平稳

CSAD

l

-7.556649-3.679322-2.967767-2.6229890.0000平稳

R

m

-4.730439-3.689194-2.971853-2.6251210.0008平稳

R

2

m

-2.380921-3.737853-2.991878-2.6355420.1572非平稳

CSAD

l

(-2)

-5.883221-3.724070-2.986225-2.6326040.0001平稳

R

m

(-2)

-8.890841-3.724070-2.986225-2.6326040.0000平稳

R

2

m

(-2)

-5.837469-3.699871-2.976263-2.6274200.0000平稳

从表4的分析结果中发现，在市场上涨期中的CSAD

为非平稳序列，三个序列在二阶差分情况下平稳。市场下

跌期的

R

2

m

l

为非平稳序列，其在二阶差分情况下平稳。

3.2.1市场上涨期的卖出羊群效应分析

根据CSAD模型与数据平稳性检验结论对市场上涨期

卖出羊群效应进行验证。初步OLS回归结果显示，DW值

为3.14，模型存在序列负相关，对残差进行分析发现，残差

序列为一个明显的AR（3）过程，因此在上述回归模型的基

础上用AR（3）过程描述残差序列，提高回归参数的有效性。

表5的自回归结果显示，虽然模型总体具有显著性，P

值为0.001715，R

2

为0.604903。DW值为2.167425，模型不

存在序列自相关，但在10%的显著性水平下

R

m

r

和

R

2

m

r

对

CSAD均没有显著性影响，且一次项系数为负，二次项系数

为正。根据CSAD模型判断标准，认为在上涨市场中其他

投资者不会跟随养老基金卖出股票，即没有产生羊群效

应。表2和表5结果的非对称性表明，在同样的市场背景

下，养老基金的买入和卖出行为对投资者带来的影响存在

差异。产生这种差异的原因在于养老基金和中小投资者

在持股和风险偏好上不同。作为追求长期回报的机构投

资者，养老基金持股时间通常在三个季度以上，而历年《全

国股票市场投资者状况调查报告》的统计显示，我国自然

人投资者对个股的平均持有时间在6个月以内。在市场

上涨时期，投资者获得超额收益率，大部分中小投资者往

往加大个人投资，在选股方面养老基金的持股成为其重要

的参考，但在卖出股票方面，70%的中小投资者选择在盈

利10%~50%的时候变现，而资金量巨大的养老基金追逐

短期收益的难度要大得多，变现时间也会更长。因此，二

者在个股持有时间上的差异也决定了养老基金的卖出行

为对其他投资者的行为未产生显著影响。

表5上涨市场中卖出羊群效应自回归模型检验

参数估计值标准差t统计值P值

D(

R

m

,2)

-1.6842903.067765-0.5490290.5888

D(

R

2

m

,2)

0.3805514.0445460.0940900.9259

C0.0038560.0071680.5379180.5963

AR（1）

-1.0435120.184658-5.6510480.0000

AR（2）

-0.7528800.294951-2.5525570.0185

AR（3）

-0.2305650.176627-1.3053730.2059

可决系数R

2

0.604903

调整可决系数R

2

0.492019

F-statistic5.358591

Prob(F-statistic)0.001715

DW2.167425

3.2.2市场下跌期的卖出羊群效应分析

根据CSAD模型与数据平稳性检验结论，对市场下跌

期卖出羊群进行二阶差分回归。初步回归显示DW值为

3.47，存在系列负相关，对残差进行分析发现，残差序列显

示为一个明显的AR（3）过程，对模型进行修正，自回归结

果如表6所示。

表6下跌市场中卖出羊群效应自回归模型检验

参数估计值标准差t统计值P值

D(R

m

2)

-0.6336204.190317-0.1512110.8813

D(R

2

m

2)

4.4958878.6473940.5199120.6086

C

-0.0016720.006082-0.2748490.7861

AR(1)

-1.2360760.247178-5.0007520.0001

AR(2)

-0.7882140.460637-1.7111410.1018

AR(3)

-0.3246880.232532-1.3963160.1772

可决系数0.711069

调整可决系数0.628518

F-statistic8.613632

Prob(F-statistic)0.000085

DW2.145953

统计与决策2021年第5期·总第569期

155

财经纵横

表6的自回归结果显示，虽然模型总体具有显著性，P

值为0.000085，R

2

为0.711069，DW值为2.145953，模型不

存在序列自相关，但在10%的显著性水平下

R

2

m

l

和

R

m

l

对

CSAD均没有显著性影响，且一次项系数为负，二次项系数

为正。根据CSAD模型判断标准，同样认为在下跌市场中

其他投资者不会跟随养老基金卖出股票，即没有产生羊群

效应。表3和表6的结果显示，在下跌行情中，养老基金的

买入和卖出行为对其他投资者均未产生显著影响。结果

的一致性也进一步印证了在面临损失时养老基金与中小

投资者的不同行为方式。养老基金投资组合均由国内专

业的投资机构运行，其对市场趋势的分析和把握要好于中

小投资者，对行业和个股的配置主要考虑基本面的变化，

对技术指标和短期消息刺激关注度较低。另外，我国养老

基金的投资风格偏向主动管理，在预期市场下跌时往往采

取减仓操作。而中小投资者更容易受到消息面或技术指标

的影响，短期化特征明显。同时，部分投资者受到资金量和

仓位的影响，面临损失时要么“认赔卖出”，要么“一直持有，

做死多头”。二者在面临亏损时的行为方式也决定了在下

跌行情中养老基金的行动不会引发相应的羊群效应。

4结论

本文通过对不同市场下养老基金投资行为的羊群效

应进行回归分析发现：第一，虽然当前养老基金持股占我

国股票市场总体市值的比重较小，但由于基金的特殊性，

其投资行为变化已成为其他市场投资者的重要参考。第

二，养老基金的买入行为能够引起部分投资者的跟随。在

市场上涨期，基金的买入行为引发了显著的羊群效应，而

下跌期可能存在买入羊群效应，但不显著。第三，无论在

市场上涨期还是下跌期，养老基金的卖出行为都没有产生

156

统计与决策2021年第5期·总第569期

显著的羊群效应。可以认为，投资者更关注养老基金买入

或增持了哪只股票，并且在市场上涨时选择跟随，对于养

老基金的卖出或减持关注度不高。这一现象的原因可能

在于我国养老基金各投资组合的管理者均为国内专业的

基金投资机构，养老基金价值投资的理念和专业化的选股

技术获得大量中小投资者的认可，甚至模仿。另外，养老

基金通常坚持长期投资策略，持股时间较长，这种投资风

格与大部分中小投资者追求股票价格差的投资策略不

同。然而，养老基金在市场上涨时期引发的买入羊群效应

是否会加剧市场波动需要进一步分析。

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（责任编辑/方思）