Utvalgte publikasjoner David A. Dickey Citation Counts I november 1993 erklærte utgiveren av Science Citation Index og Social Science Citation Index Econometrica-artikkelen som er oppført nedenfor som en citationsklassiker, som sier at det hadde blitt sitert i mer enn 435 publikasjoner. I 1997 ble det vist i NSCU-biblioteket som den mest kalt papiret (738 sitater da, 1017 fra 799) av en hvilken som helst NCSU-professor. Biometrika-artikkelen med min student Said var syvende mest citerte (243 sitater da, 336 fra 799). Et tidligere JASA-papir fra 1979 ble sitert 1277 ganger fra 799. Et søk på samfunnsvitenskapelig referanseindeks viser 4669 sitater av alle papirer fra og med oktober 2001. JASA og Econometrica dukket opp som referanser i den offisielle støttedokumentasjonen for Nobelprisen i 2003 i Økonomi. tildelt Engle og Granger. - Papers - Akdi, Y. og Dickey, D. A. (1997). Periodogrammer av Unit Root Time Series: Distribusjoner og Tests Communications in Statistics 27, 69-87Akdi, Y. og Dickey, D. A. (1999). Periodogrammer for sesongbasert tidsserie med enhetsrot, Istatistik 2, 153-164Brocklebank, J. og Dickey, D. A. (1984) Ved hjelp av SAS-systemet for å utføre univariat og kryss spektralanalyse, gjennomføres SUGI-prosesser. 948-954.Brocklebank, J. og Dickey, D. A. (1985) Statespace Modeling, inviterte papir i Proceedings of Pacific Statistical Conference. 114-120 (Aukland New Zealand).Brocklebank, J. og Dickey, D. A. (1986) Utfører X-11 ARIMA Seasonal Adjustment, Proceedings of SUGI. 949-958.Bush, E. J. Cowen, P. Morrow, W. E. M. Dickey, D. A. og Zering, K. E. (1995) Empirisk likhetsrespons av to tilfeldige prøver av North Carolina svineprodusenter til et ledelsesspørsmål som brukes i U. S. National Swine Survey, Preventive Veterinary Medicine. 22, 1-13.Caruolo, E. V. Jarman, R. F. og Dickey, D. A. (1990) Melk Temperaturer i Kloppstykket i Malkemaskinen og Mammaroverflatetemperaturen er Forutsigere av intern mammametertemperatur i geiter, Journal of Veterinary Medicine A. 37, 61-67. Chang, M. C. Dickey, D. A. (1993) Recognizing Overdifferenced Time Series, Journal of Time Series Analysis. 15, 1-8.Dickey, D. A. (1981) Histogrammer, Prosentiler og Momenter. Amerikansk statistiker. 35, 164-165.Dickey, D. A. (1984). Kraften til Unit Root Tests, Proceedings of Business og økonomisk statistikk, American Statistical Assn. . 489-493Dickey, D. A. (1984). Stasjonar Transformasjoner i Vector Autoregressions, Avhandlinger om næringsliv og økonomisk statistikk, American Statistical Assn. . 171-174Dickey, D. A. (1990). Testing for Unit Roots i Vector Processes og dets forhold til Cointegration, i fremskritt i Econometrics. vol. 8, 87-105 (Thomas Fomby, red.) Dickey, D. A. (1990). Anerkjennelse Overdifferenced Time Series Proceedings av Business and Economic Statistics Seksjon, American Statistical Assn. . Dickey, D. A. (1998). Regresjon med tidsseriefeil, invitert papir, Proceedings of 23rd Annual SAS Users Group International Conference 359-366 Dickey, D. A. (1999). Statistisk grafikk, invitert papir, Proceedings of 24th Annual SAS Users Group Internasjonal konferanse Dickey, D. A. (2000). Tidsserier: Ikke-stationære distribusjoner og Unit Roots Internasjonal Encyclopedia of Social and Behavioral Sciences (i press) Dickey, D. A. og Brocklebank, J. (1984) Preliminary Transformations in Time Series Modeling, Proceedings of 9th Annual SAS Brukers Gruppe International Conference. 58-63.Dickey, D. A. og Brocklebank, J. (1984) Preliminary Transformations in Time Series Modeling, inviterte papir i prosedyre for Pacific Statistical Conference. (Aukland, New Zealand) 107-113.Dickey, D. A. og Brocklebank, J. (1986). Kontrollerer autokorrelasjon i regresjonsrester, prosedyre av 11. årlige SAS Brukers Gruppe International Conference. 959-965.Dickey, D. A. og Fuller, W. A. (1976). Distribusjon av First Order Autoregressive Estimator, Proceedings av Business og Economic Statistics Seksjon, American Statistical Association. . 278-281.Dickey, D. A. og Fuller, W. A. (1979). Fordeling av Estimatorene for Autoregressive Tidsserier med en Unit Root, J. American Statistical Assn. . 74, 427-431. Dette dokumentet ble sitert i støttedokumentasjonen for Nobelprisen i økonomi i 2003. Dick, D. A. og Fuller, W. A. (1981). Sannsynlighetsforholdstall for autoregressiv tidsserie med enhetsrot, Econometrica. 49, 1057-1072., Citation classic Dette dokumentet ble sitert i støttedokumentasjonen for Nobelprisen i økonomi i 2003. Dickey, D. A. og Gonzalez-Farias, G. (1992). En ny, maksimal sannsynlig tilnærming til testing for Unit Root s, Proceedings av sektoren for nærings - og økonomisk statistikk, American Statistical Association. Dickey, D. A. Hasza, D. P. og Fuller, W. A. (1984) Testing for Unit Roots i Seasonal Time Series, Journal of the American Statistical Association. 79, 355-367 Denne artikkelen ble skrevet ut i boken Modeling Seasonality S. Hylleberg, ed. (1992), Oxford University Press. Dickey, D. A. D. W. Jansen, og D. L. Thornton (1991). En Primer på Cointegration med et søknad om penger og inntekt, Federal Reserve Bank of St. Louis Review. 17, 58-78Dickey, D. A. og Rossana, R. J. (1994) Cointegrated Time Series: en guide til estimering og hypotesetesting, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 56, 235-353 Dickey, D. A. and Said, S. E. (1981). Testing ARIMA (p, 1, q) versus ARMA (s. 1, q) Modeller, Seksjon for nærings - og økonomisk statistikk, American Statistical Association. Said, S. E. og Dickey, D. A. (1984). Testing for Unit Root s i Autoregressive-Moving Gjennomsnittlig Modeller av Ukjent Order, Biometrika 71, 599-607. Sitering klassisk Dickey, D. A., Bell, W. R. og Miller, R. B. (1986). Unit Root s i Time Series Modeller: Test og Implikasjoner, amerikansk statistiker 40, 12-26.Dickey, D. A. og Pantula, S. G. (1987). Bestemme rekkefølgen av differensiering i AR Prosesser, Journal of Business and Economic Statistics 5, 455-461. Denne artikkelen ble gjengitt i Journal of Business and Economic Statistics (spesialutgave, vol. 20, januar 2002 s. 18-24) som en av de 10 mest innflytelsesrike avisene i de første 20 årene av den aktuelle tidsskriftet. Dickey, D. A. og S. G. Pantula (2002). Bestemme rekkefølgen av differensiering i AR-prosesser. Journal of Business Economics Statistikk, 20: 18-24. (20 års jubileumsutgaven - utgitt opprinnelig i 1986) Dickey, Michael D.. Stewart, M. D. Willson, C. G. og Dickey, D. A. (2005) En automatisert statistisk prosesskontrollstudie av inline-blanding ved hjelp av spektrofotometrisk deteksjon, akseptert for publisering, Journal of Chemical Education. Evans, B. A. og Dickey, D. A.. (2002).Normaliseringer for periodogrambasert enhetrotter, Statistikk og Sannsynlighetsbrev, 60: 343-350. Fountis, N. G. og Dickey, D. A. (1989). Testing for en Unit Root Nonstationarity i Multivariate Autoregressive Time Series, Annals of Statistics 17, 419-428.Gonzalez-Farias, Graciela og Dickey, DA (1999) Enhetstesttest: En ubetinget maksimal sannsynlighetstilnærming, Boletin de la Sociedad Matematica Mexicana 5 , 199-221.Huh, Seungho, Dickey, DA. Meador, M. R. og Ruhl, K. E. (2005). Temporal analyse av frekvens og varighet av lav og høy strøm-strøm: År med rekord som trengs for å karakterisere strømstrømvariabilitet Journal of Hydrology vol. 310, s. 78-94. Lee, Taiyeong og Dickey, D. A.. (2004). Ubetinget Maksimal Sannsynlighet Estimator for en sesongmessig enhet Root Test, Journal of Time Series Analyse vol. 25 4 pg. 551-557. Mochrie RD, og Dickey, DA (1984) Sammenligning av halvautomatisert metode med offisiell optisk somatisk celle tellingmetode-III for å bestemme somatiske celler i melkebladet av sammensetningen av offisielle analytiske kjemikere 67: (3) 615-617 Phillips, KJ Ghosh, TK Dickey, DA. (2005) Stress Avslapning av Tufted Tepper og Teppekomponenter: Analyse av Tufted Teppe Struktur. Textile Research Journal vol. 75 6, 485-491. Spooner, J. S. L. Brichford, Dickey, D. A. R. P. Maas, M. D. Smolen, G. J. Ritter og E. G. Flaig (1988) Bestemme følsomheten til vannkvalitetsovervåkingsprogrammet i Taylor Creek-Nubbin Slough, Florida-prosjektet. Lake and Reservoir Management, 4 (2): 113-124. Spooner, J. Dickey, D. A.. og J. W. Gilliam (1990). Bestemme og øke den statistiske følsomheten til Nonpoint Source Control Grab Sample Monitoring Programmer. s. 119-135. I: Proceedings International Symposium om utforming av vannkvalitetsinformasjonssystemer. Informasjonsserie nr. 61, Colorado Water Resources Research Institute, Colorado State University, Fort Collins, Colorado. s. 473 Walker, John T. Aneja, V. P .. og Dickey, D. A. (2000) Atmosfærisk Transport og Våt Deponering av Ammonium i North Carolina, International Journal of Atmospheric Environment 34, 3407-3418. - Bøker - Bowerman, B. L., OConnell, R. T. og Dickey, D. A. (1986). Lineære statistiske modeller: En anvendt tilnærming Duxbury Brocklebank, J. C. og Dickey, D. A. (1986). SAS-systemet for prognose-tidsserie SAS Inst. Testing for Unit Roots Tidsserieanalyse handler om identifisering, estimering og diagnostisk kontroll av stasjonære tidsserier. Gjennom gjennomgang gir vi følgende definisjoner: Definisjon: Sekvensen sies å være kovarians stasjonær hvis for alle t og t-s Det vil si at middel, varians og kovarians er uforvarende til tidspunktet opprinnelse. Definisjon: Anta at vi har sekvensen t (t0,1,2,133) med gjennomsnittlig m og varians s 2. Da er autokorrelasjonsfunksjonen eller korrelogrammet gitt av Anta at vi har en serie t som vi vet har blitt generert av en AR (1 ) prosess, si hvor og et er hvit støy. Vi kan anslå parametrene i (1) av OLS: Vår estimator er effektiv og serien er stasjonær siden. Vi kunne bruke en t-statistikk for å teste hypotesen. Dette er en legitim test siden null er en refutable hypotese, selv om makten mot en lokal alternativ er ubetydelig. Men antar at dataene virkelig ble generert av Ved rekursiv substitusjon kan dette skrives om som ikke-stationært siden det blir stort. Nå ønsker vi å teste. Det er imidlertid et problem, siden massesenteret for den vanlige estimatoren ville være begrenset fra 1. Vi ville ha en tendens til å feire på siden av å avvise for mange H 0. Spørsmålet om tilstedeværelsen av enhetsrot er spesielt problematisk i regresjonsmodeller av typen. Vi antar vanligvis at t og t er begge stasjonære og at det er hvit støy. Hvis de to variablene ikke er stationære, vil vi sannsynligvis få falske resultater: høye R2 og statistisk signifikante koeffisienter, selv om det kanskje ikke er et meningsfylt forhold mellom y og z. Det er fire saker å vurdere Både t og t er stasjonære, og den klassiske regresjonsmodellen er o. k. Sekvensene t og t er integrert i forskjellige ordrer. Regresjonsmodeller som inneholder slike ikke-stationære serier er meningsløse. Den ikke-stationære t og t er begge integrert i rekkefølge 1, si, og feilbegrepet har en stokastisk drift. Nå er alle feilene permanente. Det er E t e ti e t. Men vi kan bruke OLS med god effekt til t og t er integrert av samme rekkefølge og restsekvensen er stasjonær. Da er t og t sies å være cointegrated. For eksempel: Både t og t er enhetens roteprosesser, men y t-z t e yt e zt er stasjonært. Vi vil forlate sak 4 til kapitlet om samordning. For nå vil vi bekymre oss om å avgjøre hvorvidt serien t har enhetsrot. Dickey-Fuller Tests Vurder datagenereringsprosessen og det tilhørende spørsmålet, er en 1 1 Subtract y t-1 fra begge sider for å få g 0 innebærer at 1 1 innebærer en enhetsrot i t. Vi kan tillate drift ved å inkludere en intercept Definisjon: Begrepet stokastisk drift kommer fra følgende: Anta at prosessen er Vi kan omskrive dette som I neste periode, dvs. t1, er avskjæringen en 1 t1 større, som vi legger til et stokastisk begrep. Vi har sett denne ideen om en stokastisk fangst andre steder. Nemlig i tilfeldig effektmodell. Vi kan tillate en lineær trend med drift. Under alle omstendigheter er vår hypotesestest Den teststatistikken vi bruker for hypotesen er konstruert som en t-statistikk. Det er De kritiske verdiene kommer fra et sett med tabeller utarbeidet av Dickey og Fuller. Tabellene ble generert empirisk. Vi er vant til å gjøre tester med kritiske verdier vi har bestemt analytisk ved å integrere en kjent distribusjonsfunksjon. Den spesielle tabellen som skal brukes, avhenger av om modellen har en avskjæring eller en trend i den. De kritiske verdiene endres imidlertid ikke ved å inkludere vilkår på høyre side. For å veilede deg i testprosedyren, se følgende flytdiagram fra Walter Enders, Applied Econometric Time Series, Wiley, 1995. Man starter øverst til venstre med den mest generelle modellen, som inkluderer en stokastisk drift og en deterministisk trend. Enten kan trenden eller driften gi utseendet til en enhetsrot i seg selv, slik at de må inngå i begynnelsen. Husk at en ekskludert relevant variabel innfører forspenning, men en inkludert irrelevant variabel har bare en kostnad med hensyn til effektivitet. Hvis null av en rot ikke avvises, fortsett ved å teste for betydningen av trendperioden i nærvær av en rotasjonsenhet. Hvis trenden ikke er signifikant, test deretter for driftstidens betydning. Hvis vi underveis finner at enten trenden eller driften ikke er null så fortsetter vi umiddelbart for å teste for betydningen av g. Følgende modeller har passet til Federal Reserve Banks produksjonsindeks for perioden 1950: 1 - 1977: 4, totalt 112 observasjoner. I alle tre modellene er tallene i parentes standardfeil. Den mest generelle modusen, som svarer til starten på flytskjemaet, er På testnivå 5 (2,5 i hver hale) er kritisk verdi for koeffisienten på y t-1 for en modell med drift og trend -3,73, sammenlignet med en observert teststatistikk på 3,6, så vi unnlater å avvise null. For øyeblikket tror vi det å være enhetsrot. Deretter passer vi en modell som pålegger begrensningen som g 0, og test for å se om trendkoeffisienten er null. Merk at trendkoeffisienten på grunnlag av en konvensjonell t-test er svært signifikant. En modell med drift, men ingen trend og som antar at det er en enhetrot, er nå testen av hypotesen H o. Enhetsrot, ingen trend H 1. en eller begge er ikke sanne Den aktuelle teststatistikken er konstruert som om det var en F-test, men den kritiske verdien er lest fra et annet sett med tabeller. Den kritiske verdien på 5-nivået er 6,49, så vi unnlater å avvise nullet. Vår konklusjon på dette punktet er at det er en rotasjon og at trenden bør utelukkes. En modell med verken drift eller trend, men som antar en enhetrot er Testen av hypotesen er H o. enhetsrot, ingen trend, ingen drift H 1. en eller flere tilhører Den kritiske verdien på testnivå 1 er 6,50. Siden vår observerte teststatistikk er mindre enn kritisk verdi, unnlater vi å avvise null. Vår konklusjon er at det finnes en rotasjonsenhet, det er ingen trend eller drift. Utvidelse av Dickey-Fuller Anta at datagenereringsprosessen er Dette er litt mer generell enn prosessen vi startet med. Det vil også innrømme en rekke røtter. Vi må øke Dickey-Fuller for å teste for denne muligheten. La oss se på AR (3) prosessen Vi legger til og trekker en 3 y t-2 for å få Legg til og trekke (en 2 a 3) y t-1 for å få endelig, trekke y t-1 fra begge sider. Nå vi kan teste for tilstedeværelsen av enhetsrot. Vi vet at hvis koeffisientene i en forskjellsligning sumer til en, så er minst en rot enhet. I nærværende kontekst utgjør dette testen g 0, som i det enklere tilfellet. De kritiske verdiene for denne utvidede modellen forblir de samme som tidligere. Parentetisk, legger til en tidsutvikling hodepine når det kommer tid til å utlede de store prøveegenskapene til OLS estimatoren, siden xx ikke lenger vil være endelig elementær. Problemer med D-F og forsterket D-F 1. Feilperioden kan ha en bevegelig gjennomsnittlig term i den. Anta at A (L) y C (L) e t og røttene til C (L) alle ligger utenfor enhetens sirkel, slik at C (L) er inverterbar. Deretter vil D (L) dessverre være uendelig, men vi kan bruke vår tidligere fremgangsmåte for å skrive. Med våre endelige datasett kan vi være i trøbbel om ikke det faktum at det har blitt vist empirisk at en god tilnærming vil kutte av fordelt lag på T3-siktet. 2. Hva er riktig laglengde for de forskjellige vilkårene som er inkludert på RHS Problemet med for mange lag reduserer estimatets effektivitet. Dette er et mye mindre alvorlig problem enn å bruke for få lags. Som påpekt før, vil eksklusive relevante variabler påvirke forspenningen og konsistensen til OLS estimatoren. 3. DF tester for å se om det er minst en rot. Anta at det er mer For eksempel kan man estimere parametrene til modellen (1-L) 2 y t b 1 (1-L) y t-1 e t. Man vil da bruke DF-statistikken, som det passer til saken, for å teste b 1 0. Hvis b10 er det to enheters røtter, hvis det ikke er null, må man fortsette og teste for å se om det er en enkelt rotor . Prosedyren er generalisert på den åpenbare måten. 4. Hvordan vet vi hvilke deterministiske regressorer som tilhører modellen. Prosedyrene som brukes i FRB-produksjonseksemplet, og i problem 2 og 3, bruker hypoteseforsøk. Som det fremgår av Theil, prinsipper for økonometri, Wiley, 1971, reduseres dette det påståtte nivået av testen i hvert etterfølgende trinn. På samme måter ville Dommer og hans mange medforfattere argumentere for at prosedyren som er skissert i flytskjemaet, setter i form av pretesting og dermed høyere kvadret feilfall over en stor del av parameterrommet. Likevel, i anvendt arbeid, ignorerer vi ofte disse forbeholdene og bruker prosessen i flytskjemaet. Et annet eksempel: Kjøpekraftsparitet Under PPP er avskrivningsgraden omtrent lik forskjellen mellom innenlandske og utenlandske inflasjonsrenter. PPP-modellen innebærer hvor pt-logg på det amerikanske prisnivået pt logg på det utenlandske prisnivået en logg av dollarkursen for utenlandsk valuta dt avvik fra PPP ved tid t De tre datariene bruker logtransformasjonen slik at vi bruker inflasjonsrater . I enkelte PPP-modeller er det mulig for reelle sjokk enten å kreve eller levere for å forårsake permanente avvik. Intuitivt bør avvikene ikke fortsette, eller det vil være betydelige muligheter for profittopptak. Og likevel vil en slik fortjeneste og arbitrage gjenopprette PPP til slutt. En populær prosedyre i den empiriske modelleringen av PPP er å konstruere serien Hvis PPP skal holde, må r t være stasjonær med nullverdier. Videre kan det heller ikke være trend eller stokastisk drift. For å avlede og forutse materialet i en annen seksjon, e t. p t og p t sies å være cointegrated når PPP modellen er sann. Denne spesifikke formuleringen av modellen pålegger en spesifikk kointegreringsvektor på de tre variablene. til månedlige data for pre-(1960.1 - 1971.4, T136) og post - (1973.1 - 1986.11, T167) Bretton Woods epoker for å få følgende resultater, med koeffisientstandardfeil i parentes: Merk at en 2 0 for sistnevnte periode. Denne grunnen alene tviler på PPP's gyldighet. I ingen av tidene kan vi avvise null av enhetsrot. Det observerte t er lite av en hvilken som helst standard. Valutakursreguleringen har gjort valutakursene mer volatile og uforutsigbare (se SD og SEE). I dette eksemplet unnlater vi å avvise null av enhetsrot. Vi kan ikke tro på PPP-modellen. Men vår testprosedyre er basert på den konstante variansen av feilbegrepet, som ikke ser ut til å være tilfelle. Phillips og Perron har utarbeidet korrigert teststatistikk for de tilfellene der feilen er en MA, er kanskje heterogen, eller det er en strukturell pause i dataene. Strukturell endring Hvordan kan vi fortelle forskjellen mellom en serie som har en strukturell pause i den, men ellers ville være stasjonær og en serie som ikke er stasjonær, men som på grunn av en impuls ser ut til å utvikle seg som den første serien. Vurder en modell i som det er et skifte i intervallet hvor DL er en i mange sammenhengende perioder og null ellers. Et eksempel er følgende figur. Den røde linjen er den opprinnelige serien. Den blå linjen er den enkle regresjonen av y t på tid (a-3.543, b.189). I regresjonen av y t på y-1 får vi tilsynelatende den strukturelle brudd fører til at koeffisienten på y t-1 blir forspent mot en. For alle opptredener er y ikke stasjonær, selv om vi vet at den er stasjonær både før og etter pause på t50. Selv uten å gjøre testen for dette tilfellet, ville vi ikke forvente Dickey-Fuller å være veldig robust mot disse modellene med en strukturell pause i dem. Faktisk er den observerte teststatistikken t. 507. Nå vurder en ikke-stasjonær modell der det har vært en en og en gangs puls hvor DP er en i en gitt periode og null ellers Et eksempel er i følgende figur: Den røde linjen er den original serie. Den blå linjen er den enkle regresjonen av y t på tide (a-8.086, b.233). Det er en tydelig pause på t50. Regresjonen av y t på dens forsinkede verdi gir oss Selv uten en formell test, fører størrelsen på koeffisienten oss til å mistenke en enhetsrot, som faktisk er tilfelle. Uten en statistisk test kan vi egentlig ikke skille denne saken fra tidligere instanser. Phillips og Perron har utviklet en test for dette problemet. Vurder arbeidsmodellen der D P er en puls som er lik en i en periode og null ellers, D L er en i noen sammenhengende perioder og null ellers. Trinn 1. Estimere koeffisientene til den fulle modellen. Trinn 2. Sammenlign t-statistikken til kritiske verdier i Perron. Av spesiell interesse vil koeffisienten a være 1. Da Perron brukte denne metoden for å analysere Plosser-Nelson-dataene, fant han ut at de fleste makro tidsserier er trendstasjonære. Teste nullhypotesen for stasjonar mot alternativet til en rotasjonsenhet Hvor sikker er vi at økonomiske tidsserier har enhetsrot Denis Kwiatkowski Central Michigan University, Mt. Behagelig, MI 48859, USA Peter CB Phillips Yale University, New Haven, CT 06520, USA Peter Schmidt Yongcheol Shin Michigan delstatsuniversitet, East Lansing, MI 48824, USA Tilgjengelig online 1. mars 2002. Vi foreslår en test av nullhypotesen om at en observerbar serie er stasjonær rundt en deterministisk trend. Serien er uttrykt som summen av deterministisk trend, tilfeldig spasertur og stasjonær feil, og testen er LM-testen av hypotesen om at tilfeldig gange har null varians. Den asymptotiske fordelingen av statistikken er utledet under null og under alternativet at serien er forskjellstasjonær. Finitiv prøvestørrelse og effekt vurderes i et Monte Carlo-eksperiment. Testen blir brukt på Nelson-Plosser-dataene, og for mange av disse seriene kan ikke hypotesen om trendstasjonar avvises. Den andre og tredje forfatteren anerkjenner takknemlig støtte fra National Science Foundation. Copyright 1992 Publisert av Elsevier B. V. Citing articles ()
No comments:
Post a Comment