管理者过度自信与企业风险承担，本文主要内容关键词为：管理者论文,自信论文,风险论文,企业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
企业投资决策中的风险选择对企业发展和经济增长具有重要的影响。从微观角度来看，更高的风险承担水平通常表现为企业资本性支出更高(Bargeron等，2010)，这反映出企业对投资机会的利用更充分。同时，高风险承担水平的企业还反映出更多的R&D投入和更高的创新积极性(Hilary和Hui，2009)，这有利于提升企业的竞争优势。而且，企业的风险承担水平与资产增长率和销售收入增长率正相关(John等，2008)，这说明风险承担能促进企业的长期发展。从宏观角度来看，虽然选择相对安全的投资机会能带来较为稳定的回报，但这也将使整个社会的生产率停留在一个较低的水平(Acemoglu和Zilibotti，1997)。由于高风险项目能比低风险项目带来更高的预期回报，选择更高风险的投资机会能够加快整个社会的资本积累，使经济增长更快(John等，2008)。
企业风险承担水平的高低反映出管理者投资决策时对投资项目的选择。在完备的市场中，边际Q能够预测真实投资水平，企业的投资行为仅依赖于边际Q代表的投资机会(Tobin，1969)。也就是说，管理者应该选择所有预期净现值为正的投资项目，使边际Q等于1。然而，在现实经济中，管理者对投资项目的选择受到多种因素的影响。例如，更好的投资者保护能减弱管理者追求个人私利的可能性，抑制管理者的风险厌恶倾向，使企业承担更高的风险水平(John等，2008)。相反，更强的债权人权利将导致企业有更大的倾向参与多元化并购，减少企业的风险承担(Acharya等，2011)。如果薪酬安排机制使CEO的财富对企业股票波动性的敏感度更高，CEO会倾向于更具风险的投资决策(Coles等，2006)。同样地，大股东所持股份的性质和分散化程度也会影响到企业的风险承担水平(Faccio等，2011a；Boubakri等，2011)。
以上研究为企业风险承担受到外部制度安排和内部治理机制的影响提供了广泛的证据，但遗憾的是，根据我们掌握的文献，鲜有研究关注管理者个人特征在企业投资风险选择中的作用。管理者是企业投资行为的直接决策主体，他们的决策行为受到个人特征的显著影响。特别地，行为金融学的研究结果表明，由于环境的不确定性、信息的不完全性以及个体能力有限性的存在，管理者的各种心理特征，例如过度自信、心理账户和风险偏好等会影响企业的投资决策(Kahneman和Tversky，1979)。因此，本文从行为金融学的理论出发，检验管理者过度自信对企业投资风险选择的影响。
具体来说，我们想要回答的问题是：过度自信的管理者所在企业是否会有更高的风险承担水平？过度自信的管理者对自身的能力评价更高，对投资项目成功概率的预期也会更高，这将促使管理者在更强的风险偏好下选择积极的投资策略。同时，作为代理人，管理者在投资决策中可能采取偷懒行为或为了追求私有利益而选择保守性投资策略(John等，2008)。此时，管理者的最优努力水平将随着过度自信程度的增大而提高，过度自信在一定程度上有助于缓解企业的代理问题(Gervais等，2003)，促使管理者减少保守的投资行为。Baker和Wurgler(2012)曾提到，过度自信的管理者极可能为企业带来更多的风险承担，所以他们所在的企业也可能表现得特别好(或特别差)。因此，我们预期，管理者过度自信与企业风险承担水平之间存在显著的正相关关系。
本文以2001～2010年非金融行业上市公司为样本对以上问题进行检验。我们先后以总经理个人特征、企业年度盈利预测偏差和高管薪酬相对比例来度量管理者过度自信，以企业盈利的波动性衡量风险承担水平。其中，在采用总经理个人特征度量总经理过度自信时，我们分别以性别、学历、年龄、教育背景和两职合一等单一特征指标，以及由这些单一特征指标构成的综合特征指标作为解释变量进行检验。结果发现，管理者过度自信与企业风险承担水平显著正相关。这表明，过度自信的管理者在投资决策中能更积极地选择风险性项目，更少放弃高风险但预期净现值为正的投资机会。
为了能为“风险承担是经济长期持续增长的一项根本动力(Acemoglu和Zilibotti，1997)”这一观点提供微观层面的证据，本文进一步对风险承担的经济后果进行检验。我们分别从资本配置效率和企业价值等两个方面展开。其中，根据McLean等(2012)，我们利用投资对边际Q的敏感性来度量资本配置效率，以企业的托宾Q值和销售收入增长率衡量企业价值。研究结果发现，风险承担能显著提高企业的资本配置效率和企业价值。我们认为，这个后续的检验有助于我们更深入地理解管理者过度自信的风险承担效应。
本文的理论贡献可能体现在以下三个方面：第一，已有文献主要关注各种外在制度或治理机制对企业风险承担的影响(如Coles等，2006；John等，2008；Acharya等，2011)，本文则基于行为金融学的理论，从管理者过度自信的视角为企业风险承担提供了新的解释。第二，以前的文献研究了过度自信对企业融资决策(余明桂等，2006)、投资决策(Malmendier和Tate，2005)以及并购决策(Malmendier和Tate，2008)的影响，本文则着眼于企业投资决策中的风险选择，从风险承担的角度细化了管理者过度自信对企业财务决策的影响。第三，大部分研究都认为，过度自信的管理者会带来企业投资决策的低效率(如Malmendier和Tate，2005、2008；江伟，2010)。然而，本文发现，管理者过度自信能强化企业的风险偏好，促使企业在投资决策中更少放弃高风险的投资项目。这反映出管理者过度自信对企业投资决策的影响并不完全是消极的①。因此，我们的研究有助于从理论上更全面地认识管理者过度自信在企业投资决策中的作用。
本文的现实意义可能有两个方面。第一，Acemoglu和Zilibotti(1997)认为，经济的持续增长依赖于对风险性项目的投资。本文恰好为此提供了微观层面的证据。因此，企业在投资决策中，不应总是采取保守的投资策略，而应重视高风险但预期净现值为正的项目。第二，我们发现，过度自信的管理者与企业风险承担显著正相关。这为管理者过度自信的积极作用提供了实证证据。因此，企业不能只认识到管理者过度自信的消极作用，在高管聘任决策中回避具有过度自信特征的管理者。尤其是，从承担风险性投资项目的角度，企业应结合自身的实际情况，适时适当聘任一些具有过度自信特征的管理者②。
后文结构安排如下：第二部分提出研究假设；第三部分说明样本和检验模型；第四部分是检验结果；第五部分是进一步的分析；第六部分是稳健性检验；最后是结论。
二、理论分析和研究假设
行为金融学的研究表明，人类的心理、信念和偏好等个人内在因素会影响个体的决策行为。例如，根据Kahneman和Tversky(1979)的前景理论，诸如过度自信、心理账户和风险偏好等个体之间的认知差异会影响到个人决策。其中，过度自信是心理学“好于平均”效应的一种体现。Benabou和Tirole(2002)指出，过度自信在个体处理信息和做出决策的过程中发挥着重要的作用。在企业的财务决策方面，以往的研究认为，过度自信的管理者会带来企业投资决策的低效率(Heaton，2002；Malmendier和Tate，2005、2008)，从而损害企业的价值。我们认为，过度自信的管理者也可能会更好地把握投资机会，积极地在投资活动中承担风险。至少有三个方面的理由可以说明这一点。
第一，过度自信的管理者对自身能力的评价更高。高估自身的能力是过度自信个体的一般性特征(Larwood和Whittaker，1977)。对过度自信的管理者来说，由于他们认为自己拥有的知识和经验比竞争者更丰富，能更准确地对投资项目做出恰当的判断，所以在选择投资项目时就会表现出更强的风险偏好。而且，过度自信的管理者相信自己具有足够的掌控力来控制不利事件的发生，所以在选择投资项目时更可能呈现出一种“困难效应”(Griffin和Tversky，1992)。也就是说，他们认为只有更复杂和更具挑战性的投资项目才能与他们的优秀才能和胜人一筹的控制能力相匹配。Hirshleifer等(2012)就发现，过度自信的CEO在风险性和挑战性的创新类项目上投资得更多。所以，过度自信有助于强化管理者的风险偏好。
第二，过度自信的管理者对投资环境更乐观。面临环境中的各种不确定性因素，过度自信的管理者通常会认为不利事件对投资项目的影响是有限的，因此，他们预期项目成功的概率更高。典型的表现是，过度自信的管理者会非常乐观地低估设备投资成本，而实际成本往往是他们所预计成本的两倍(Merrow等，1981)。同时，由于过度自信的管理者对投资项目的回报也普遍存在过度乐观的倾向，从而会低估企业陷入财务困境的可能性(Hackbarth，2008)。Heaton(2002)也证实，过度乐观的管理者会高估投资项目的收益、低估投资项目的风险。所以，过度自信将促使管理者更果断地在投资中承担风险性项目。
第三，过度自信有助于缓解代理问题。根据代理理论，管理者追求私有利益的动机会影响到他们对投资风险的选择。作为企业的内部人，管理者拥有的信息比外部投资者要多，这种信息不对称使外部的投资者无法直接观察到管理者的决策动机和努力水平，所以，管理者在投资决策中可能采取偷懒行为，也可能利用企业的资源去实现私有收益(Jensen和Meckling，1976)。为了抑制管理者的这些机会主义行为，股东必须设计相应的激励机制来调动管理者的工作积极性，降低管理者投资决策中的保守程度。此时，管理者的过度自信有助于提高其工作努力水平，在一定程度上有效缓解代理问题(Gervais等，2003)。因此，过度自信能激励管理者在投资决策中承担更多风险。
基于以上分析，我们提出如下假设：
假设：在其他条件相同的情况下，过度自信管理者所在企业的风险承担水平更高。
三、数据和方法
(一)样本和数据
本文的初始样本为2008年前在沪深交易所上市，且发行了A股的非金融类上市公司。管理者更替可能会带来企业投资决策的改变，所以我们剔除了在观测时段内管理者发生变更的企业。我们也剔除了ST类企业，因为这类企业是在一种异常的状态下经营。我们的样本期间为2001～2010年③。由于我国上市公司的高管任期一般为三年，所以我们以每三年为一个观测时段来考察管理者的在任情况并计算企业的风险承担水平。最后，在剔除了存在缺失的变量值后，我们共获取4624个样本观测值④。本文所使用的数据包括企业特征数据和高管个人特征数据，其中，企业特征数据来自WIND数据库和CSMAR数据库。管理者个人特征数据主要根据CSMAR数据库中高管个人信息整理，数据库中有缺失的部分再从企业年报中手工收集补充。
(二)模型设定与变量定义
为了检验本文的假设，我们将待检验的模型设定为：
国外文献主要采用管理者个人持有股票期权的行权状况和主流媒体对管理者的评价等指标作为其替代变量(Malmendier和Tate，2005、2008；Hirshleifer等，2012)。考虑到中国上市公司近年来才开始实施股票期权，以及媒体的报道存在较强的主观性(江伟，2010)，因此，结合国内的相关文献(余明桂等，2006；姜付秀等，2009；江伟，2010)，我们主要采用总经理的个人特征作为管理者过度自信的替代变量。在稳健性检验中，我们也用企业盈利预测偏差和高管薪酬的相对比例衡量过度自信。
我们关注的总经理个人特征包括：(1)性别。尽管男性和女性都有过度自信的倾向，但女性更为谨慎和保守(Byrnes等，1999)。因此，若总经理为男性，则Genderd为1，否则为0。(2)年龄。高年龄管理者更倾向于规避风险，也可能更恰当地认识自身所掌握的技能(江伟，2010)。因此，若总经理年龄小于样本平均值，则Aged为1，否则为0。(3)学历。教育水平更高的人更相信自身的能力和判断的准确性，更可能表现出过度自信(Schrand和Zechman，2008)。因此，若总经理学历为本科以上，则Educationd为1，否则为0。(4)教育背景。有经管类教育背景的管理者，对风险和收益的理解可能更深刻，所以过度自信的倾向可能更弱(Malmendier和Tate，2005)。因此，若总经理不具有经管类教育背景⑦，则Backgroundd为1，否则为0。(5)两职合一。总经理同时被授予董事长职务，这会潜在地提高总经理对自身能力的认可度，进一步推动其在决策中表现出过度自信倾向(Schrand和Zechman，2008)。因此，若总经理兼任董事长，则Chairmand为1，否则为0。
不同特征所反映的信息会有差异，所以单一特征衡量管理者过度自信可能会存在片面性。我们进一步构建一个综合变量OC来定义管理者过度自信。具体来说，我们计算每一位总经理以上五项特征的总取值，若取值为4或5(同时具备其中任何四项或以上特征)，则将其定义为过度自信，OC为1，否则为0。根据假设1，我们预期OC系数的符号为正。
X是由多个控制变量构成的向量。根据以往的文献(John等，2008；Faccio等，2011a、2011b)，我们考虑以下影响企业风险承担行为的因素：企业规模(Size)，定义为总资产的自然对数；杠杆率(Leverage)，定义为总负债与总资产的比例；销售增长(Gsales)，定义为企业营业收入的年增长率；企业年龄(Fage)，定义为企业成立年限加1后取自然对数，即ln(1+企业成立年限)；所有权(Ownership)，定义为企业第一大股东年末的持股比例，检验时我们将持股比例小于20%的取值，全部赋值为0；所有权性质(State)，若企业第一大股东所持股份的性质属于国有则取值1，否则为0。此外，我们还设置了行业虚拟变量(IndustryD)和年度虚拟变量(YearD)作为控制变量。
需要说明的是，RiskT是通过计算企业每个观测时段盈利的标准差来衡量。但是，所有控制变量都选取的是相应观测时段的第一年的期末值(John等，2008)。为了避免异常值对检验结果的影响，在估计以上模型时，对所有连续的财务特征变量均进行了上下1%的winsorize处理。另外，后文在检验中对标准误差进行了企业层面的群聚(Cluster)调整，以避免常用的面板数据估计方法对标准误差的低估(Petersen，2009)。
(三)描述性统计特征
表1是主要变量的描述性统计特征。其中，样本企业风险承担水平的最大值是0.1116，最小值是0.0031，平均值为0.0279。相对应的是，在1992～2002年，美国和加拿大企业的平均风险承担水平均已达到0.09，英国为0.069，中国香港为0.067(John等，2008)，均远高于本文样本企业的风险承担水平。当然，上述我国企业的数据反映出的情况与我国现实的企业创新活动开展状况是吻合的。根据2005年中国经济普查的数据，中国工业企业投入的研发费用平均仅占销售收入的0.56%，大部分工业企业几乎不进行自主技术创新活动⑧。管理者过度自信的平均值为0.1516。在4624个样本观测值中，过度自信的样本观测值有701个，占总样本的15.16%。
四、结果与分析
(一)单变量分析
表2列示了在不同的管理者个人特征下，企业风险承担水平的差异。其中过度自信管理者所在样本企业组的风险承担水平的均值为0.0312，而非过度自信管理者所在样本企业组为0.0273，这一差异在1%的水平上高度显著。在按单一特征分组的子样本中，男性组和高学历组管理者所在企业的风险承担水平的均值分别高于女性组和低学历组，两者的差异均在1%的水平上高度显著。同时，我们也分析了各组别中位数的差异。检验结果显示，在以综合指标、性别和学历进行分组时，各对应组别的中位数在1%的水平上存在差异。在以教育背景分组时，两组的中位数在10%的水平上显著不同。总的来说，表2所反映的情况为本文的假设提供了初步的支持。
(二)管理者过度自信对企业风险承担的影响
表3列出了管理者过度自信与企业风险承担相关关系的检验结果。第(1)列到第(5)列分别以单一的特征作为解释变量，结果发现，Genderd的系数在5%的显著性水平上为正，表明男性高管所在企业的风险承担水平明显高于女性高管。这与Faccio等(2011b)的发现是一致的。Educationd的系数也在5%的水平上显著为正，表明高学历管理者所在企业承担了更高的风险承担水平。变量Aged、Backgroundd和Chairmand的系数符号为正，但均不显著。我们在第(6)列中，将所有管理者个人特征变量同时放入模型，并加入控制变量和年度、行业效应，此时，Genderd的系数在10%的水平上显著为正，Educationd的系数显著性水平下降到12%(p值等于0.12)。如果不控制年度、行业效应，Genderd和Educationd均在5%的水平上显著为正(p值分别为0.019和0.024)。
第(7)列和第(8)列以根据管理者个人特征综合值构建的过度自信指标OC为解释变量。检验结果显示，在未控制其他任何因素的情况下，第(6)列中OC的系数在1%的显著性水平为正。我们在第(7)列中控制了可能影响企业风险承担的企业特征变量，并控制了年度效应和行业效应。检验发现，OC的系数变为0.0025，仍在10%的水平上显著。从经济影响上看，根据第(7)列的检验结果，若管理者过度自信的程度增加1个标准差，将使企业的风险承担水平相对于样本平均值升高3.65%。
总之，表3的检验结果表明，在所有的回归中，衡量过度自信的变量OC的系数基本上都为正。这意味着，具有过度自信特征的管理者在投资决策过程中，更少放弃那些风险高但具有正预期净现值的投资项目，选择了更积极的投资策略。也就是说，管理者的过度自信特征对企业的风险承担水平具有显著的促进作用，这一结果支持本文的假设。
五、进一步的检验：风险承担的经济后果
为了进一步分析风险承担的经济后果，我们下面检验风险承担对企业的资本配置效率和企业价值的影响。
(一)风险承担对企业资本配置效率的影响
更高的资本配置效率意味着企业应增加具有高回报率的项目的投资，而减少具有低回报率的项目的投资(李青原等，2010)。因此，根据McLean等(2012)的方法，我们以企业投资对边际Q的敏感性来衡量资本配置效率，将待检验的模型设定为：
表4列出了检验结果。第(1)列是以模型(2)进行检验的结果，其中，
的系数为正，但不显著。交互项* RiskTD的系数在5%的水平上显著为正。第(2)列和第(3)列是通过子样本进行检验的结果，在高风险承担水平的子样本中，的系数在1%的水平上显著为正。也就是说，提高1个标准差，企业的投资水平将平均增加11.44%。在低风险承担水平的子样本中，的系数为正，估计值小于高风险承担水平，且不显著。也就是说，企业的投资水平并没有随着的增加而显著提高。进一步的F检验结果显示，在两个子样本中，的系数在10%的水平上显著不同(F statistic为2.75，对应的p值为0.0643)。这说明，在风险承担较高的子样本中，企业投资水平对投资机会的敏感度显著更大。以上结果意味着，在更高的风险承担下，管理者对投资机会的识别和利用更充分。因此，高风险承担的投资决策能提高企业的资本配置效率。
(二)风险承担对企业价值的影响
为了检验风险承担对企业价值的影响，我们将待检验的模型设定为：
其中，我们分别以托宾Q值和销售收入增长率来衡量Performance。
表示企业的风险承担水平，以企业盈利的波动性衡量。除TobinQ外，X所包含控制变量的定义与模型(1)相同。期初绩效(TobinQ)定义为企业对应观测时段第一年的托宾Q值，用以控制企业期初价值对Performance可能产生的影响。为了避免风险承担水平与企业价值之间可能存在的内生性问题，而且风险承担一般是企业中长期的战略投资选择，我们采用管理者下一任期内企业的平均托宾Q值和平均销售收入增长率
进行检验。
结果列示于表5。第(1)列到第(3)列的被解释变量为销售收入增长率，在没有加入任何控制变量的情况下，风险承担RiskT的系数为正，在接近10%的水平上显著(p值为0.124)。第(2)列加入控制变量但没有控制行业和年度效应，RiskT的系数在10%的水平上为正。我们在第(3)中进一步控制了行业和年度效应，RiskT系数的显著性水平又降至约12%。尽管显著性水平略低，但这仍然说明更高的风险承担水平与更高的销售收入增长率正相关，这一结果与John等(2008)是一致的。第(4)列到第(6)列的被解释变量为托宾Q值。在逐步增加控制变量、行业和年度虚拟变量的检验中，变量RiskT的系数均在1%的水平上显著为正，这说明更高的风险承担水平会显著增加企业的市场价值。在经济影响的大小上，根据第(6)列，若企业的风险承担水平增加1个标准差，将使托宾Q在管理者的下一个任期内平均增加3.69%。
六、稳健性检验
为了确保本文模型估计结果的有效性，我们还做了多项稳健性检验⑨。
第一，内生性问题。针对管理者过度自信和企业风险承担之间，以及风险承担和企业价值之间可能存在的内生性问题，我们还可用工具变量法重新对模型(1)和模型(3)进行检验。根据Faccio等(2011b)，OC的工具变量是同年度同行业其他企业具有过度自信特征的管理者的比例。根据John等(2008)，RiskT的工具变量是同年度同行业其他企业风险承担水平的均值。
另外，以单一行业的企业作为检验样本能在一定程度上避免行业特点对企业风险承担的特定要求，因此，我们还以制造行业的企业为样本进行检验。
第二，主要变量的其他衡量指标。首先，根据余明桂等(2006)和姜付秀等(2009)，我们还以企业年度盈利预测偏差和高管薪酬的相对比例来判断管理者是否过度自信。其次，我们还用如下指标衡量企业的风险承担：(1)R&D支出。自2007年新会计准则实施以来，上市公司的R&D信息披露比例相对之前有显著提高。因此，我们以2007～2010年为样本期间，用企业的R&D支出占当年末总资产的比例衡量风险承担水平。(2)根据Faccio等(2011a)，用观测时段内企业最大的ROA与最小的ROA之间的差值衡量盈利的波动性。(3)采用息税前利润(EBIT)计算ROA。
第三，以5年为一个观测时段，考察管理者的在任情况并计算企业的风险承担水平。
以上检验结果均不存在实质性改变。这表明，本文的结论比较稳健。
七、结论
本文分析了管理者过度自信和企业风险承担之间的关系，并进一步检验了风险承担行为的经济后果。我们以2001～2010年为样本期，用管理者个人特征、企业盈利预测偏差和高管薪酬的相对比例衡量过度自信，以企业盈利的波动性衡量风险承担水平，检验管理者过度自信对企业风险承担的影响。结果发现，过度自信的管理者，所在企业的风险承担水平更高。我们以投资对边际Q的敏感性来度量资本配置效率，以托宾Q和销售收入增长率度量企业价值，进一步检验了风险承担的经济后果。研究结果发现，更高的风险承担水平有助于改善企业的资本配置效率，并能显著提高企业价值。
本文的研究结果意味着，管理者过度自信在企业投资决策中的作用并不一定是消极的。具有过度自信特征的管理者更加认同自己的领导能力和项目决策能力，可能会更积极地把握那些具有正净现值的高风险高回报投资机会。因此，从风险承担的角度来看，过度自信能促使管理者更好地识别和利用有价值的投资项目。同时，由于经济的持续增长依赖于资本从低风险低产出的投资领域转向高风险高产出的投资领域(Acemoglu和Zilibotti，1997)，文章的结论也对企业应重视风险性项目的投资具有一定的启示意义。总之，这为一些企业为何愿意雇佣并留任过度自信的管理者提供了一种可能的解释，也有助于深化我们对企业风险承担行为的理解。
注释：
①Hackbarth(2009)和Gervais等(2010)在理论分析和模型推导的基础上提出，过度自信也可能弱化管理者因风险规避而导致的投资不足问题。Baker和Wurgler(2012)也推测过度自信的管理者能为企业带来更多的风险承担。因此，本文的发现为Baker和Wurgler(2012)的推测提供了实证方面的支持性证据。
②劳动力市场存在的信息不对称可能为企业判断管理者是否具有过度自信特征带来一定的障碍。但是，聘任者可以通过一些信号对其予以甄别。例如，管理者的个人特征、以往的任职经历或外界的评价等。
③由于在2001年以前，上市公司对管理者的个人特征信息披露较少，所以样本期间从2001年开始。
④根据Faccio等(2011a，2011b)和Boubakri等(2011)，观测时段采用的是年份滚动的方法。例如，第1时段是2001～2003年，第2时段是2002～2004年，第3时段是2003～2005年，……，以此类推。
⑤国外文献在采用ROA的波动性衡量风险承担时，一个观测时段一般为5年。作为投资决策的直接决定者，企业管理者在决策中一般是着眼于其任期内企业的发展。我国上市公司高管的任期一般是3年，所以本文以3年为一个观测时段。
⑥其中，i代表企业，n代表在观测时段内的年度，取值1到3。X代表某行业的企业总数量，k代表该行业的第k家企业。
⑦经管类背景包括本身大学或研究生是经管类专业毕业，也包括本来是非经管类专业毕业但近年来接受过MBA或EMBA等类似经管类学习或培训。
⑧参见《第一次全国经济普查主要数据公报》(第二号)，http://www.stats.gov.cn/zgjjpc/cgfh/t20051214402296016.htm
⑨限于篇幅，这里没有列出具体的检验结果，若有需要，请与作者联系。
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