管理者过度自信对股价崩盘风险的影响研究——基于并购商誉的中介作用

吴定玉 詹 霓

湖南师范大学 商学院，湖南 长沙 410081

一、引言

股价大幅下降所带来的股价崩盘风险一直受到广大学者的关注，学者们对股价崩盘风险进行了大量研究。Jin and Myers(2006)[1]从企业层面特征出发，发现企业不透明度对股价崩盘风险增加有促进作用。Kim et al.(2011)[2]研究发现企业避税行为与股价崩盘风险呈正相关关系，之后Kim and Zhang(2016)[3]发现企业会计政策稳健性可以降低未来股价崩盘的可能性，这些研究大多从企业层面对股价崩盘风险进行研究，并为理解股价崩盘风险的机制提供了丰富的理论素材。

通过文献梳理发现，现有研究较少将企业管理者的特征同股价崩盘风险联系起来。根据高阶梯队理论，企业决策行为主要由管理者做出，而管理者做出的决策会受到其个人特质的影响。Bertrand and Schoar(2003)[4]认为管理者之间存在着异质性，因此不同管理者在进行企业决策时也存在行为差异，他们将管理者异质性部分归因于管理者的个人特征。由此可见，管理者特质不同，对风险的承受能力不同，做出的经营决策也不同，这将导致不同企业经营投资效率也各有差异。过度自信是较为显著的管理者个人特征之一，这类管理者往往有更具侵略性的市场扩张冲动(如企业并购)。Roll(1986)[5]认为可以用管理者过度自信解释企业的并购现象，Graham et al.(2013)[6]发现过度自信的CEO会做出更多的并购决策，潘爱玲等(2018)[7]认为管理者过度自信与企业的高并购溢价正相关，而这种高溢价的突出表现就在于商誉之中。本文借鉴这些学者的做法，创新性地加入并购商誉这一变量，在研究管理者过度自信对股价崩盘风险的影响的同时(李丹蒙等，2016[8]；杨威等，2018[9])，检验并购商誉在两者关系之间的中介作用。

基于以上分析，本文结合中国情境下股票市场易受到企业负面信息冲击而产生剧烈波动这一特点，梳理管理者过度自信与股价崩盘风险的内在关系。本文创新之处在于：从企业层面进行研究，引入中间变量商誉，分析管理者过度自信对股价崩盘风险的传导机制，为过度自信作用机制及股价崩盘风险影响因素的相关研究进行补充并提供了新的经验证据；此外，本文将产权性质纳入分析体系中，对不同产权性质下商誉在管理者过度自信与股价崩盘风险两者关系间的作用机制进一步细分，为投资者、企业股东及外部管理机构提供了决策参考和监管依据。

二、理论分析与研究假设

(一)管理者过度自信与股价崩盘风险

公司金融理论从“理性经济人”角度出发探讨了股价崩盘风险的影响因素。他们认为管理者都是理性经济人，可以持续对企业大小决策做出准确判断。从代理理论角度来看，不透明度以及对投资者保护不足为管理者获取企业的一部分现金流提供机会(Jin and Myers，2006)，管理者会进行不良项目投资，并采取手段将优良项目与不良项目的绩效合并，掩盖不良项目的本质，使股东无法察觉并中止不良项目。这一过程中，管理者为了不丢掉职位会选择隐藏企业决策产生的坏消息。一般企业信息越不透明，可以隐藏的坏消息越多。然而当坏消息积累到一定程度，管理者会放弃隐藏并将坏消息爆出，最终导致资产价格暴跌(Bleck and Liu，2007[10])。盈余管理(Hutton et al.，2009[11])、避税行为(Kim et al.，2011)以及降低会计稳健性(Kim and Zhang，2016)都是管理者用来增强企业信息不透明度，掩盖坏消息的手段。这些研究都认为管理者是完全理性的，造成股价崩盘风险的主要原因是企业信息不对称下管理层的自利行为。他们还认为当市场完全透明情况下，股东能够明确区分优劣项目并计算出最优投资组合。而从委托代理理论角度分析，管理者与股东利益追求并不完全一致，企业信息不透明度增强使管理者有获得私人利益的机会，管理者选择隐藏决策不利信息，使股东信任不利决策并为管理者的私人利益买单。但由于不利信息的隐藏数量具有“阈值”，超过“阈值”会导致大量不利消息在同一时刻集中爆出并导致股价崩盘。

然而，按照前景理论，在不确定性条件下管理者进行决策时会存在非理性偏差，管理者的价值观、过度自信等心理特征都会对非理性选择造成影响，因此决策行为并非如理性经济人假设中仅由利益驱动。社会心理学的文献显示，人在进行比较的时候更加关注自身特征，而且人们更倾向于认为自己的某些能力优于平均水平(Alicke et al.，2005[12])，这种心理特征被称为过度自信。Graham et al.(2013)还发现过度自信是很多人特别是CEO所具有的一种心理特征，相对于相同年龄层的非CEO来说，CEO会比一般人更加乐观并且更能承担风险。相对于理性管理者，过度自信的管理者在价值最大化的企业治理下晋升为CEO的可能性更高(Goel and Thakor，2008[13])。

管理者过度自信一方面可以提高管理者承担风险的能力，但另一方面也可能会降低企业的投资效率。过度自信的管理者在进行投资行为时经常高估项目将会带来的现金流(Heaton，2002[14])，部分过度自信的管理者会认为负面信息只是一时的，从而低估风险，进行低效并购行为(Malmendier and Tate，2005[15])。他们在面临经营危机时，更愿意相信未来状况会好转，通过发布不切实的乐观财务报告或者延迟公布坏消息，影响企业股价(Schrand and Zechman，2012[16]；Ahmed and Duellman，2013[17])。也就是说，在企业具有充足现金流时，管理者过度自信会促进企业的过度投资行为(吴传清和郑开元，2017[18]),而过度投资会增大企业不稳定性(余明桂等，2013[19])，进而加大股价崩盘风险。

综上所述，管理者过度自信对股价崩盘风险的影响机制主要体现为过度自信的管理者容易错估项目的“风险—收益”匹配程度，使得企业管理者将资源注入高风险或低(负)收益的项目中，产生过度投资行为。在项目进行过程中，理性的管理者在收到投资项目的负面反馈时会对项目进行重新评估，并根据评估结果对项目进行适当调整或直接终止，而过度自信的管理者在项目进行时会出于自负动机，相信负面反馈是一时的，选择隐藏负面反馈，导致累积的负反馈超过一定的阈值最终发生股价崩盘。据此本文提出假设1。

假设1：管理者过度自信与股价崩盘风险呈正相关关系。

(二)管理者过度自信与商誉

2006年版《企业会计准则》对商誉有明确定义：“非同一控制下企业合并中，购买方对合并成本大于合并中取得的被购买方可辨认净资产公允价值份额的差额确认为商誉。”也就是说，财务报表中的单独列报的商誉是由企业合并所产生的。由此本文可以推断出商誉往往来源于企业进行并购活动时支付的溢价，它能够体现管理者进行并购时对企业估值的判断。并购溢价产生主要有两个原因，一是当企业管理者认为目标企业当前股价比企业潜在价值低时，会选择支付溢价来保证并购活动成功，并相信在自己手中目标企业会创造出更大价值；二是目标企业股权转移后会导致他们所拥有的管理权降低，并购方企业为了弥补这一点而支付溢价(Varaiya，1987[20])。Roll(1986)最先提出自大假说，他认为管理者会因为过度自信而高估目标企业的潜在价值，对目标企业进行并购。Hayward and Hambrick(1997)[21]与Graham et al.(2013)分别从理论解释以及实证检验佐证了这一观点。由这些分析不难看出，过度自信的管理者更可能会做出并购决策，相信并购所带来的协同效益以及估价差额造成的收益会高于支付溢价。过度自信的管理者在做出并购决策时，会因为高估目标企业价值和并购后产生的协同效益而支付高额溢价，最后产生大量商誉。据此本文提出假设2。

假设2：管理者过度自信与商誉呈正相关关系。

(三)商誉的中介作用

相较于其他管理者，过度自信的管理者更相信自身决策能力，不惧于承担更高的风险，因此他们有进行过度投资倾向，也更热衷于做出并购决策。他们相信并购所带来的协同效益以及估价差额产成的收益会高于支付的溢价，进行并购决策支付高额溢价最终产生商誉。而商誉高的企业往往会计稳健性较弱(Kim et al.，2013[22])，这极可能是股价崩盘风险的一种信号，有学者观测到了企业并购形成商誉的次年，股价崩盘风险的概率明显增加(邓鸣茂和梅春，2019[23])。这是因为，在产生高额商誉当期，并购事件吸引了投资者关注，企业短期绩效的良好表现促使外部投资者对企业盈利能力信心增强，从而大量增持股票，抬高股价形成泡沫。然而并购事件后企业资源整合实际带来的收益往往难以达到公司预期，并未起到对企业绩效的促进作用，甚至并购后的高额商誉对企业长期绩效产生了消极影响。过度自信的管理者有动机对产生的负面信息进行“捂盘”，直至负面信息累积至临界点一次性爆出导致股价泡沫破裂，加剧了股价崩盘风险。本文认为，在管理者敲定并购决策后，并购后的协同效应产生的收益很有可能并不足以补偿支付高溢价。在这种情况下，高额商誉使投资者预期企业业绩良好而进行过度反应，使股价产生泡沫，最终导致股价崩盘(杨威等，2018)。据此本文提出假设3。

假设3：商誉在管理者过度自信对股价崩盘风险的影响中起到了中介作用。

(四)不同产权性质下管理者过度自信对股价崩盘风险的影响

产权性质不同使管理者决策时受制约程度不一，高管心理特征对其决策行为的影响程度具有较大差异。国有企业一般具有更强的政治属性，政府对这类企业生产经营活动有着重大影响，相较于为过度自信心理所影响，管理者在进行决策时更多地受到政府干预(潘爱玲等，2018)，其受过度自信心理影响的风险偏好不能完全体现于决策中，进而减少了企业支付高溢价的并购行为。同时，国有企业管理者晋升往往受到较高标准的约束与考核，升职激励会促使国有企业高管严格遵守相关法律及规章制度，进而提升企业会计稳健性(李丹蒙等，2016)。较高会计稳健性促使企业识别出潜在价值低的投资项目，限制高溢价并购决策的制定与高商誉的产生，降低了管理者过度自信对股价崩盘风险的影响。

不同于国有企业，非国有企业管理者决策时具有更高自主权，并购决策行为主要受到过度自信心理的影响，管理者极有可能过度投资支付高溢价形成高商誉，进而加剧股价崩盘风险。因此，相对于国有企业管理者，非国有企业的管理者过度自信特征更可能会影响企业投资决策，增加商誉规模，最终导致股价崩盘。据此，提出本文假设4。

假设4：相较于国有企业，非国有企业管理者过度自信对股价崩盘风险影响的作用机制更显著。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选用2010～2018年沪深A股公司具有新增商誉的上市企业作为总样本，使用的数据中前十股东持股来源于锐思数据库，持股变化、产权性质以及财务数据来源于国泰安数据库，行业数据来自万德数据库。本文的连续型变量均进行了1%和99%分位数的缩尾处理。本文进行以下筛选：剔除ST、ST*、PT公司样本；剔除金融类企业样本；剔除数据缺失样本；剔除交易周数少于30周的样本，最终得到3520个观测值。

(二)变量衡量

1. 管理者过度自信。本文借鉴郑培培和陈少华(2018)[24]的做法，将管理者的范围界定为上市公司年报中披露的董事、监事、总经理、财务总监等高级经理人员。目前国内外对管理者过度自信(Ovc)的衡量方法有很多种，主要使用的衡量方式有持股数量变化情况、主流媒体对于管理层的评价、管理者个人特征法、企业景气指数和企业业绩预告准确性等。其中，主流媒体评价法以及企业景气指数的方法在国内缺乏相应的数据，测量方式受限，较少被学者用到。管理者个人特征法通过对管理者的教育背景、年龄、性别、学历等进行综合打分来评价管理者的过度自信程度，这一方法的测量主体是单个管理者，而企业决策大部分会由管理层共同作出，仅使用单一管理者个人特征并不能代表管理层。企业业绩预告准确性这一方法也存在局限性，一些企业即使提前于截止日期发布业绩预告，也往往离截止日期较近，这种业绩预告的预告作用较低，不能完全反映管理者的过度自信心理。因此，本文参考国内学者郑培培和陈少华(2018)的做法，使用管理者持股变化来衡量管理者过度自信。若管理者当期主动增持本公司股票且增持份额达到5%(剔除被动原因持股增加的样本，如增股、配股、送股、转股等)，则管理者过度自信取值为1，否则管理者过度自信取值为0。

2. 股价崩盘风险。根据国内外文献，股价崩盘风险(Crashrisk)的测量方法比较稳定，所以本文参考Kim et al.(2011)的方法使用负收益偏态系数(Ncskew)和股价波动性(Duvol)来衡量股价崩盘风险，计算方法如下。

首先，使用股票i的周收益数据回归，得出残差εi,t，Ri,t是股票i在第t周的收益率(包括现金股利再投资)，Rm,t为市场上所有A股第t周的平均收益率，回归方程为：

Ri,t=αi+β1i*Rm,t-2+β2i*Rm,t-1+β3i*Rm,t+β4i*Rm,t+1+β5i*Rm,t+2+εi,t

(1)

然后，使用εi,t计算股票i所在的公司周收益Wi,t,计算公式如下：

Wi,t=ln(1+εi,t)

(2)

最后，使用特定公司周收益Wi,t构造变量负收益偏态系数(Ncskewi,t+1)和股价波动性(Duvoli,t+1)，n是股票i每年交易的周数，其中nup为Wi,t大于年平均收益Wi的周数，ndown为Wi,t小于年平均收益Wi的周数，计算公式为：

(3)

(4)

3. 商誉。使用当年商誉净额规模(Gwasset)作为商誉的代理变量。考虑到不同规模企业进行并购时产生的商誉值存在不同，本文对商誉进行总资产的去规模化处理以增加企业间可比性。具体度量方法借鉴王文姣等(2017)[25]的做法，商誉净额规模(Gwasset)等于上市公司年末商誉净额除以年末总资产的账面价值。

4. 控制变量。借鉴邓鸣茂和梅春(2019)的做法，本文使用前十股东持股(Top10h)作为企业内部治理的替代变量，分析师关注(Analyst)作为企业外部治理因素的替代变量。除此之外，本文还借鉴耿得科等(2019)[26]、冯丽丽和郄娇(2019)[27]的研究控制了其他可能对股价崩盘风险产生影响的变量。如账面市值比(Bma)、企业规模(Size)、企业年龄(Age)、企业成长性(Growth)、去趋势化换手率(Turn)。为了避免年份及行业差异的影响，本文还控制了行业与年度变量。为了减少变量间的内生性问题，自变量、中介变量及控制变量均采用第t期的数据，股价崩盘风险采取t+1期数据。

表1 变量定义

表2展示了主要变量的描述性统计值。样本企业负收益偏态系数和股价波动性的均值为负数，这说明中国企业股价向下波动的情况较多，存在着股价崩盘风险，标准差分别为0.610与0.440，说明两个度量股价崩盘风险的指标在不同样本企业中有较大差异。样本中过度自信的均值为0.21，说明总样本中有21%的管理者存在过度自信。商誉净额规模均值为0.08，标准差为0.11，说明不同企业的商誉净额规模存在差异。

表2 描述性统计

(三)模型设计

为了检验假设1，本文借鉴Kim and Zhang(2016)的做法，Crashiriski,t为i公司第t年股价崩盘风险，Ovci,t为i公司第t年管理者是否过度自信，Controlsi,t包括行业和年度虚拟变量以及前述控制变量。

Crashiriski,t+1=β0+β1Ovci,t+γControlsi,t+ε

(5)

为了检验假设2，借鉴李丹蒙等(2018)构建模型,Gwasseti,t为i企业第t年的商誉规模：

Gwasseti,t=β0+β2Ovci,t+λControlsi,t+ε

(6)

为了检验假设3，本文参考温忠麟和叶宝娟(2014)[28]建立中介效应检验模型：

Crashiriski,t+1=β0+β3Ovci,t+β4Gwasseti,t+ηControlsi,t+ε

(7)

本文首先检验模型5中β1的显著性，若显著为正，表明过度自信对股价崩盘风险起到促进作用；其次检验模型6中β2的显著性，显著为正则表示过度自信会增加并购商誉；最后对模型7中的β3、β4进行检验，若β4显著为正，同时β1、β2都显著为正，表示商誉在过度自信与股价崩盘之间具有中介效应，若β3显著，表明存在并购商誉的部分中介效应，不显著则表明存在并购商誉的完全中介效应。

为了检验产权性质差异在管理者过度自信对股价崩盘风险作用中的影响，本文按照产权性质将样本企业分为国有企业与非国有企业，并使用模型5、模型6、模型7进行分样本检验，以检验假设4。

四、实证结果分析

(一)管理者过度自信与股价崩盘风险的回归分析

本文对样本首先进行了F检验，管理者过度自信与负收益偏态系数和股价波动性的F检验p值分别为0.044与0.023，拒绝混合OLS模型；再针对管理者过度自信与负收益偏态系数和股价波动性进行Hausman检验，Prob>chi2的结果分别为0.316与0.169，拒绝固定效应模型，最终选择使用随机效应模型进行回归分析。根据表3第(1)列和第(2)列，在纳入控制变量情况下，管理者过度自信对股价崩盘风险两个指标的系数为分别为0.095与0.061，均在1%水平上显著，说明管理者过度自信会提高企业股价崩盘风险，验证了假设1的合理性。本文认为，过度自信使得管理者更倾向于过度投资，并在项目进行过程中，对不良项目产生的负反馈信息进行隐藏，直到无法隐藏负面信息，最终造成股价崩盘。对于控制变量，账面市值比与股价崩盘风险在1%水平上显著负相关，说明账面价值相对于市值越高，企业股价崩盘的风险越小，原因可能是股价崩盘风险的产生一部分来源于市值与账面价值的差距，当账面价值被过于高估时会反映到市值上，这种高估更容易造成股价崩盘。前十股东持股与股价崩盘风险分别在5%、10%水平上显著负相关，表明股东监督对于股价崩盘风险有着一定抑制作用。原因可能是出于维护自身利益，大股东会更加积极主动地监管管理者行为，降低管理者坏消息的隐藏程度，从而降低股价崩盘风险。

表3 管理者过度自信对股价崩盘风险和商誉的回归结果

续表3

(二)并购商誉的中介作用

首先，表3中第(1)列和第(2)列对模型5进行了检验，通过了中介效应第一步检验。其次，表3中第(3)列检验了管理者过度自信对商誉的作用，管理者过度自信对商誉的系数为0.021，在1%水平上显著，这说明管理者过度自信会导致商誉的增加，通过了中介效应第二步检验，验证了假设2。最后，表4中第(1)列与第(2)列加入了商誉变量，同时检验了管理者过度自信、商誉对股价崩盘风险的作用，其中管理者过度自信对股价崩盘风险的系数分别为0.089和0.057，均在1%的水平上显著。表3中第(1)列、第(2)列管理者过度自信的回归系数均大于表4中第(1)列、第(2)列的回归系数，通过了中介效应第三步检验。检验结果显示管理者过度自信会通过提高商誉来加剧股价崩盘风险，且商誉对企业股价崩盘风险有部分中介效应，验证了假设3。这一结果表明，当管理者过度自信水平越高时进行非效率投资可能性越大，并购时支付溢价形成商誉的规模就越大，进而投资者过度反应，由此大量生成股价泡沫，为公司股价崩盘埋下隐患。

表4 并购商誉的中介作用

续表4

(三)进一步检验

为了检验产权性质差异下管理者过度自信对股价崩盘风险的影响，本文用企业实际控制人性质将所有样本组划分为非国有企业样本组与国有企业样本组，得到样本数据共3444条，分别使用模型5、模型6与模型7进行检验。表5数据表明，对于非国有企业样本，管理者过度自信对股价崩盘风险有着显著提升作用(Panel A中第(1)列与第(2)列回归系数分别为0.097与0.067，且通过1%水平的检验)，且基于商誉的中介效应显著。而对于国有企业样本，管理者过度自信与股价崩盘风险的正相关系数并不显著(Panel B中第(1)列与第(2)列回归系数分别为0.040与0.016，且未通过显著性水平检验)，而管理者过度自信与商誉的正相关性系数为0.008，大幅低于非国有企业中两者相关系数0.025，这一结果表明，国有企业管理者过度自信对商誉具有一定正向作用，但这种作用明显小于非国有企业，即非国有企业中管理者过度自信对股价崩盘风险的影响更为显著，验证了假设4。产生这种差异的原因可能是国有企业决策制定受到政府干预，不完全由管理者决定，过度自信心理对决策影响相对较小。同时，由于受到上级部门监管，国有企业往往更遵守法律及行业规范，会计稳健性较高，更易判断投资决策未来净现值高低，筛除低净现值投资决策，进而减少过度自信对商誉的提升程度，降低股价崩盘风险的衍生程度。相反，非国有企业决策主要由管理者做出，过度自信往往会促使管理者在并购时支付大额对价产生高额商誉，最终导致股价崩盘风险大大提升。

表5 区分产权性质的回归结果

五、稳健性检验

(一)变更中介效应检验方法

本文采用Sobel检验对商誉的中介效应做进一步测试。Sobel检验也被称为系数乘积检验法，该方法构建了模型8:

(8)

Sobel检验是通过检验a与b的乘积是否显著来判断是否存在中介效应，原假设为H0:ab=0,检验统计量为z=ab/Sab。其中，a为管理者过度自信对商誉的回归系数，即模型6中的β2；b为商誉对股价崩盘风险的回归系数，即模型7中的β4；Sa为管理者过度自信对商誉回归结果的标准误；Sb为商誉对股价崩盘风险回归结果的标准误。下表中的Y1负收益偏态系数，Y2代表股价波动性。本文运用Stata15.0进行Sobel检验(表6)。结果显示，间接效应分别为0.007与0.004，Z值分别为2.519与2.047，P值分别为0.012与0.041，均在5%水平上显著，说明商誉在管理者过度自信对股价崩盘风险的作用中发挥了部分中介作用。

表6 Sobel检验

续表6

(二)更换管理者过度自信衡量方法

本文采用持股变动法来衡量高管过度自信，将在2010～2018年期间，管理层持股增加在5%及以上定义为过度自信。为了确保5%这一比例不会对分析结果产生实质影响，本文将增加比例更换为10%，对主要假设进行重新回归(表7)，与本文结论保持一致。

表7 管理者过度自信替代变量的回归结果

(三)更换检验方法

本文在回归时对数据进行F检验与Hausman检验，并进行混合OLS模型、固定效应模型与随机效应模型的筛选。F检验得到p值分别为0.044与0.023，均在5%显著水平上拒绝混合OLS模型，进行Hausman检验得到Prob值为0.2039，拒绝固定效应模型，最后选择随机效应模型进行检验。由于F检验P值并不显著为0，为了确保回归方法不会对分析结果造成实质影响，将使用混合OLS模型进行再次回归，检验结果见表8，与本文结论保持一致。

表8 混合OLS回归结果

续表8

六、结论

本研究以沪深A股上市公司为样本，引入了并购商誉这一中间变量，对管理者过度自信与股价崩盘风险的作用机制进行了探讨。主要结论有三点。

第一，过度自信的管理者在投资决策时会高估未来产生的经济效益并低估风险，进行非效率投资并隐藏投资过程中产生的负面信息，最终增大股价崩盘风险。第二，商誉在管理者过度自信与股价崩盘风险关系中发挥了部分中介作用。过度自信的管理者更热衷于做出并购决策并在并购过程中支付高额溢价产生大量商誉，高额商誉会使投资者对企业业绩产生积极预期并进行过度反应，企业股价产生泡沫，最终导致股价崩盘。第三，这一作用机制在非国有企业中较为显著，在国有企业中不显著。

本文的研究丰富了管理者心理特征对股价崩盘风险影响的相关结论，为企业监管层、投资者提供了监管依据与信号。本文结论有三点启示。

第一，企业应该增加对公司治理的重视，使得更多的利益相关者参与到公司治理中来，对管理者决策行为进行评估与监督，降低管理者过度自信对股价崩盘风险的影响。第二，在进行并购决策时，加强对管理层决策的监督，尽量避免在并购过程中支付过高溢价。第三，应坚持差异化的政策管理供给，特别是针对非国有企业而言，应形成更完善的监督体制，最大程度减少企业过度自信带来的风险衍生可能。

本文还有一定局限性，即仅研究了商誉在管理者过度自信与股价崩盘风险的作用机制中的影响，而并未对商誉做深入的研究，比如商誉减值会对管理者过度自信与股价崩盘风险的关系产生何种影响，以及并购溢价与商誉在管理者过度自信与股价崩盘风险的关系中作用是否相同，此为本文的局限性，也是未来的研究方向之一。