1、第卷第期管理评论 ， 年月 ， 机构持股、投资者情绪与应计异象鹿 坪 姚海鑫（辽宁大学商学院，沈阳）摘要：以年期间我国上市公司为研究样本，依据行为金融理论实证检验了投资者情绪对应计异象的影响。结果表明，在情绪高涨（低迷）期，会计应计错误定价的程度更高（低）。进一步研究表明，机构投资者整体持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响在不同窗口期存在差异，在短期内增强了投资者情绪对应计异象的正向影响，但在长期则减轻了投资者情绪对应计异象的正向影响。不同类型机构投资者持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响存在差异。关键词：应计异象；投资者情绪；机构持股；定价效率收稿日期：基金项目：国家社会科学基金项目
2、（）；国家自然科学基金青年项目（）。作者简介：鹿坪，辽宁大学商学院讲师，博士；姚海鑫，辽宁大学商学院教授，博士生导师，博士。引 言盈余定价一直是金融和财务领域的热点问题之一。 首次发现了应计异象现象，投资者对盈余的会计应计成分定价过高，导致当期应计水平与未来期间的股票回报负相关。关于应计异象的形成原因，学者们提出了多种观点。风险观点认为，资本市场是有效的，应计异象是由于研究者没有找到相应的风险定价因素，；套利局限性观点认为，应计异象是由于特质性波动和交易成本限制了风险规避的套利者的能力，。近期的研究表明，投资者心理偏差对应计异象的形成具有重要影响。 和首次研究了投资者情绪对应计异象的影响，结果
3、表明在情绪高涨期投资者的注意力相对较低，他们不太关心由于对盈余的会计应计成分和现金流量成分的有限关注导致的错误定价所带来的损失，从而导致会计应计的过高定价。年，中国证监会提出“超常规、创造性地发展机构投资者”的战略。在此后的多年时间里，我国机构投资者得到迅速发展。截止年底，基金管理公司管理资产 万亿元，净值 万亿元，专业机构投资者持有流通股市值比例达 ，机构投资者在我国资本市场中的地位已经举足轻重。 等首次研究了机构持股对应计异象的影响，以机构持股作为投资者精明程度的代理变量，会计应计定价反映了精明投资者和幼稚投资者对信息加工的加权平均，机构投资者持股水平越高，会计应计错误定价程度越低。机构投
4、资者更接近于有效市场假说中的“理性经济人”，他们能够识别盈余中的会计应计成分和现金流量成分的不同持续性，并通过交易行为纠正应计异象，。和虽然研究了投资者情绪对应计异象的影响，但却忽视了机构持股对上述关系可能产生的影响。孙健和贺春艳虽然考虑了机构投资者持股对不同情绪期下应计组合回报的影响，但却没有考虑不同窗口期下投资者情绪对应计异象的影响以及不同类型机构投资者之间的差异。基于上述不足，本文以年期间我国上市公司为研究样本，运用检验法和多元线性回归法实证检验了投资者情绪对应计异象的影响。结果表明，高涨的投资者情绪加剧了会计应计的错误定价，低迷的投资者情绪纠正了会计应计的错误定价。进一步研究发现，机构
5、整体持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响在不同窗口期存在差异，即在短期内增强了投资者情绪对应计异象的正向影响，但在长期则减轻了投资者情绪对应计异象的正向影响。不同类型机构投资者持股的影响作用存在差异。本文可能的贡献在于：（）选取单项情绪指标并剔除宏观经济因素的影响，通过主成分分析法构建了反映中国股票市场投资者情绪的综合指数；（）以实验心理学和行为金融学的研究成果为依据，从理论上分析 管理评论第卷了投资者情绪对行为人决策的影响，并以此为基础探讨投资者情绪对应计异象的影响。 （）研究了在不同窗口期下投资者情绪对应计异象的影响，拓展了和的研究。在考察机构持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响时
6、，考虑了不同类型机构投资者之间的差异，从而拓展了曾振等的研究。文献回顾、投资者情绪与应计异象和首先从投资者心理局限的角度解释应计异象，公司同时披露盈余和现金流量，具有有限注意力和加工能力的投资者可能选择仅关注一种对公司价值信息含量更大的计量，因此他们选择盈余。关注盈余总额但没有区分不同盈余成分的投资者高估了应计水平较高的公司价值，低估了应计水平较低的公司价值。由于这种错误定价最终会被纠正，从而导致当期的高应计预测未来期间的低异常回报，而当期高现金流量则预测未来期间的高异常回报。投资者注意力具有认知效应，投资者注意力的提高能够显著提高其对盈余构成信息的认知效率，并降低市场中投资者对会计应计的过高
7、定价。而且在不同市场态势下，高、低关注投资者对应计定价具有不同的表现，当市场处于牛市时，高关注投资者对应计进行了合理定价，而低关注投资者则存在对应计的高估；而熊市时，高关注投资者对应计作出偏低的定价，而低关注投资者则对应计作出了较为合理的定价。更进一步，在投资者情绪高涨期投资者对股票的未来表现持乐观态度，他们不太关心由于有限关注盈余的会计应计成分和现金流量成分导致的错误定价可能带来的损失。 和的证据表明，单位会计应计错误定价程度在情绪高涨期高于情绪低迷期。基于会计应计构造套利组合，当投资者选择高盈余质量（低会计应计）的公司时，他们在投资者情绪低迷期获得的回报高于情绪高涨期。、机构持股、投资者情
8、绪与应计异象等首次发现机构投资者持股能够减轻应计异象现象。但关于机构投资者能否稳定市场情绪，从而消除资产的错误定价却存在着两种截然相反的观点。一方面，机构投资者的投资行为更加理性，其高价卖出低价买进的负反馈交易策略，会降低散户投资者非理性交易造成的股价波动。机构投资者在形成预期时考虑了个人投资者情绪。当个人投资者更加悲观（乐观）时，机构投资者的预期更加乐观（悲观），因为机构投资者注意到噪音交易者驱动股价低于（高于）其内在价值。基金经理会规避前期受到情绪高涨的投资者热捧的股票，这与情绪对抗假说（ ）一致。但另一方面，机构持股也可能加剧市场情绪的波动，从而增大应计错误定价程度。首先，机构投资者往往
9、表现出羊群行为。机构投资者并没有根据其教育背景和专业资质分析信息，通过理性判断作出决策，而是跟随其他投资者的投资行为，趋同的投资行为导致市场情绪的更大波动。 和的声誉模型证明，基金经理跟随其他经理的投资策略来自声誉方面的考虑，跟随策略造成的损失并不会对个人声誉造成负面影响。基金经理往往效仿其他基金的投资行为，而并不考虑自己掌握的信息和个人的判断，因为他们推测其他经理可能掌握了相关信息。其次，机构投资者在投资者情绪乐观或悲观期时往往助推了市场情绪。在市场层面，随着大盘的不断高估，机构投资者的持股比例逐渐上升，推动市场情绪的进一步上升，而机构投资者在泡沫顶部的不断减仓导致了股市泡沫破裂并进而推动了
10、股市的暴跌。在个股层面，在个股价格顶部前后，机构投资者的持股比例变化呈明显的“倒型”。刘斌和张健，曾振等在研究机构持股对应计异象的影响时没有考虑不同类型机构投资者之间的差异，因此其研究结论具有一定的局限性。近期国内学者在资本市场研究中开始重视机构投资者的异质性。不同类型机构投资者对市场情绪的影响并不一致，而且每类机构投资者影响市场情绪的经验证据仍存在分歧。祁斌等发现中国证券投资基金能够降低市场波动性，并起到市场情绪“稳定器”的作用。但谢赤等发现证券投资基金显著增大了股票市场收益率的波动，加剧了市场非理性的上涨和下跌。苏艳丽和庄新田的研究也表明，中国证券投资基金存在显著的羊群行为和正反馈交易行为
11、特征。唐跃军和宋渊洋的证据表明，合格境外机构投资者（）具有成熟的投资理念和较强的价值选择能力。但程天笑等发现，对于中国股市信息掌握较少，其交易行为倾向于追随境内机构投资者，因此是市场情绪波动的助推者。可见，机构投资者异质性对投资者情绪与应计异象之间关系的影响可能存在差异，但目前尚没有文献对该问题进行分析。第期鹿 坪，等：机构持股、投资者情绪与应计异象 通过以上文献回顾可以发现，关于机构持股、投资者情绪与应计异象的已有研究成果仍存在以下不足。和虽然考察了投资者情绪对应计异象的影响，但却忽略了机构持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响。孙健和贺春艳虽然考虑了机构投资者持股比例对不同情绪期下应计组
12、合回报的影响，但却没有考虑不同窗口期下投资者情绪对应计异象影响的差异。刘斌和张健，曾振等在研究机构持股时都将各类机构投资者视为一个整体，忽略了不同类型机构投资者之间的差异。基于上述不足，本文研究了不同类型机构投资者持股及其整体持股对不同窗口期下投资者情绪与应计异象之间关系的影响。理论分析与研究假设、投资者情绪与应计异象心理学表明情绪可以从信息加工方式和风险偏好两个方面影响行为人的决策。一方面，认知协调理论指出，我们的情绪反映了我们所处的环境，悲观情绪反映了不利环境，而乐观情绪反映了有利环境。行为人的信息加工策略是调整以适应环境的需要。不利环境会导致行为人自发地采用系统的、以细节为导向的加工方式
13、；相反，有利环境则会促使自发性地使用依赖于已有知识结构和惯常做法的加工风格。实验心理学的证据表明，与处于负情绪的行为人相比，处于正情绪的行为人对自身能力和未来环境拥有不切实际的乐观，从而正情绪鼓励行为人依赖自身的直觉和本能而不是对信息的全面仔细分析。另一方面，情绪对风险偏好有影响，风险偏好可能不像经济理论所认为的那样稳定。实验对象面对相同的决策问题时，在不同条件下常常做出不同的选择。当发生损失的概率大时，乐观情绪会阻碍尝试风险。当损失的概率低时，乐观情绪会鼓励承担风险。对比正情绪和控制组的研究发现，在发生损失概率较高的环境下，具有正情绪的人往往更加谨慎或自我保护。根据上述实验心理学和行为金融理
14、论，在情绪高涨期，投资者更依赖于以往所习惯的仅盯住盈余总额的信息加工方式，从而忽略会计应计的低持续性。同时，高涨的情绪会鼓励投资者承担更高的风险，导致他们对股票的未来表现持乐观态度，并忽视由于对盈余的会计应计成分的有限关注可能带来的损失。相反，在情绪低迷期，投资者更倾向于关注盈余组成，即采用以细节为导向的信息加工方式。同时，低迷的情绪会阻碍投资者承担风险，导致他们对股票的未来表现持悲观态度，并更加关注盈余中不同成分之间的持续性差异以避免可能的损失。基于以上分析，我们提出如下假设：假设：在投资者情绪高涨（低迷）期，会计应计的错误定价程度更高（低）。、机构持股、投资者情绪与应计异象机构投资者与个人
15、投资者在精明程度和投资行为方面存在差异。因此，机构持股影响投资者情绪，进而影响投资者情绪与应计异象之间的关系就成为了待检验的理论逻辑。关于机构投资者与个人投资者之间的相互作用及其对金融资产价格的影响共有以下三个理论。第一个理论是理性市场观点，认为个人投资者的交易行为可能存在非理性，但这类交易并不会对价格产生显著影响，因为精明的机构交易者（套利者）会迅速抵消个人投资者非理性交易导致的股价对内在价值的偏离，从而使市场保持理性和平稳情绪状态。第二个理论考虑到了市场中的各种摩擦，如卖空限制、噪音交易者风险、资本局限等。由于这些因素，精明的机构投资者可能无法消除高涨的市场情绪导致的股价泡沫，股价是由个人
16、投资者的噪音交易驱动的。第三个理论认为机构投资者可能实际上加剧了市场情绪的非理性。机构投资者预期正反馈交易者将会购买日后股价更高的股票，从而加剧股价的波动。鉴于不同类型机构投资者对市场投资者情绪影响作用的理论和经验证据都存在分歧。因此，关于机构投资者总体持股以及不同类型机构投资者持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响，本文提出如下两个对立的假设：假设：机构持股会增强投资者情绪对应计异象的正向影响；假设：机构持股会削弱投资者情绪对应计异象的正向影响。研究设计、主要变量说明（）投资者情绪（）。借鉴和的方法，本文选取了下列源指标：封闭式基金折价 管理评论第卷（）；换手率（）；筹资金额（）；首日收益
17、率（）；消费者信心指数（）；新增投资者开户数（）。为了降低这些源指标与系统性风险可能存在的联系，本文将这些源指标分别与若干宏观经济变量做回归，以剔除系统性风险因素的影响。本文选取的反映宏观经济周期的变量包括：工业增加值增速、宏观经济景气指数、消费者价格指数、工业生产者出厂价格指数。本文运用主成分分析法将各个主成分与变量的负载乘以相应主成分的加权平均值。最终得到的剔除宏观经济周期因素的投资者情绪指数（）方程如下： （）图至图分别显示了封闭式基金折价率（）、市场换手率（）、融资金额（）、首日收益率（）、消费者信心指数（）和新增投资者开户数（）与投资者情绪指数（）的时序图。上述各图显示，各个源指标与
18、投资者情绪指数基本保持了一致的变化趋势，表明本文选取的个源指标较为合理，反映了中国股市的投资者情绪。图 投资者情绪与封闭式基金折价图 投资者情绪与市场换手率图 投资者情绪与融资金额图 投资者情绪与首日收益率图 投资者情绪与消费者信心指数图 投资者情绪与新增投资者开户数图和图为投资者情绪与上证综指和深证综指的时序图。从图中可以看出本文构建的投资者情绪指数与沪深股指的波动情况大体相吻合，表明投资者情绪对证券市场行情存在着不可忽视的影响。（）累计异常回报（）。用个股在某个交易日的原始回报减去相应的市场回报，得到日异常回报第期鹿 坪，等：机构持股、投资者情绪与应计异象 （）；然后再将窗口期内各个交易日
19、的累加得到累计异常回报（）。图 投资者情绪与上证综指图 投资者情绪与深证成指（）会计应计（）。总会计应计（）。参照的方法，并考虑公司规模的影响，总会计应计（会计盈余经营活动净现金流量） 总资产。操纵性应计（）。根据修正的模型将上市公司总会计应计分离为非操纵性应计与操纵性应计。（）机构持股（）。期末机构投资者持股数除以流通股总数。本文分别考虑了证券投资基金（）、券商（）、保险公司（）、社保基金（）、信托（）和合格的境外机构投资者（）类机构投资者，以及这类机构投资者持股的总和（）。、模型设定（）检验本文采用的理性预期模型检验股价是否正确地反映了盈余的会计应计成分。为了检验投资者情绪对会计应计市场定
20、价的影响，在模型中加入了投资者情绪的虚拟变量（投资者情绪高涨期，取值为；否则，取值为），运用迭代非线性最小二乘法估计方程（）和（）： （） （）方程（）是预测方程，其中和分别反映了投资者情绪低组会计应计和现金流量预测未来盈余的持续性，和反映了投资者情绪高组与低组之间的差异。方程（）是估值方程，和分别反映了市场对投资者情绪低组的会计应计和现金流量的持续性的估计，和反映了投资者情绪高组与低组之间的差异。根据的结论，市场存在对会计应计的过高定价，即 ，该比率越小表明会计应计错误定价的程度越高，即定价效率越低；相反，若该比率越接近于则表明会计应计错误定价的程度越低，即定价效率越高。根据假设，投资者情绪
21、越低迷，会计应计的定价效率越高，预期 越接近于；投资者情绪越高涨，会计应计的定价效率越低，预期（） （ ）越小，并且 （） （ ）。（）多元回归分析借鉴和以及等，本文构建模型（）检验假设，为了避免各类型机构投资者持股与机构投资者总体持股之间可能存在的自相关问题，本文分别构建模型（）和（）检验假设。， （）， ， ， （）， ， ， （）在方程（）中，为被解释变量，表示股票在未来期间的累计异常回报。 和为解释变量，其中表示会计应计水平，用总应计和操纵性应计度量。 为投资者情绪。已有研究显示，公司贝塔系数、规模、账面市值比以及每股收益与每股市价比率等对应计异象有显著影响，因此本文 管理评论第卷控制
22、上述变量。其中，代表市场风险，它由估计得到；代表公司规模，它等于公司总资产的自然对数；表示公司权益的账面价值与市场价值的比值；表示每股收益与每股市价的比率。 和分别表示年份和行业哑变量。根据的结论，当期会计应计水平与股票未来期间异常回报负相关，本文预期方程（）中。交互项系数反映了投资者情绪对会计应计定价的影响，本文预期在投资者情绪高涨（低迷）期，会计应计的错误定价程度更高（低），从而方程（）中。在方程（）和（）中，方程（）的交互项系数，即投资者情绪对应计异象的影响，作为被解释变量。，为机构投资者在上期末的持股比例，作为解释变量。 ，控制了机构投资者持股在本期的变动。至分别表示证券投资基金（）、
23、券商（）、保险公司（）、社保基金（）、信托（）以及合格的境外机构投资者（），为上述个机构的持股总和。当机构持股增强投资者情绪与应计异象之间的正向关系时，预期；反之，当机构持股削弱投资者情绪与应计异象之间的正向关系时，预期。、样本选择和数据来源本文以沪深股市年期间上市公司年报、中报和季报的盈余公告为样本。由于上市公司年报公告日截止到次年的月底，同时需要使用盈余公告日后个交易日的财务数据，因此样本选取截止到年。本文按照以下标准对样本进行筛选：（）剔除金融类上市公司；（）剔除和上市公司；（）剔除相关财务数据缺失的样本。另外为消除异常值的影响，本文对除投资者情绪外的变量进行了处理，最终得到样本观测值个
24、。本文将投资者情绪指数为正的季度定义为情绪高涨期，投资者情绪指数为负的季度定义为情绪低迷期，这样投资者情绪高涨期的样本量为个，低迷期的样本量为个。本文的公司财务数据来自数据库和数据库，机构投资者持股数据来自数据库，消费者信心指数来自国家统计局网站，股市新增投资者数据来自中国证券登记结算统计年报。实证结果与分析、描述性统计表 变量的描述性统计变量均值中位数最小值最大值标准差， ， ， 表报告了变量的描述性统计。季报、中报和年报后股价累计异常回报的均值和中位数均为正，表明市场对上市公司财务报告总体上做出了积极的反应。总应计和操纵性应计的最大值和最小值分别为 和 以及 和 ，表明会计应计对公司盈余既
25、存在正向影响也存在负向影响。投资者情绪指数的均值和中位数分别为 和 ，表明低迷情绪主导市场的情况更多，最大值和最小值分别为 第期鹿 坪，等：机构持股、投资者情绪与应计异象 和 ，标准差达到了 ，表明不同期间投资者情绪存在很大差异。 类机构持股总和的最小值和最大值分别为和 ，表明上市公司机构投资者持股比例差异很大。证券投资基金是我国资本市场上最大的机构投资者，其持股比例达 ，占类机构持股总和的 。券商、保险公司、社保基金、信托和合格的境外机构投资者的持股比例大体相当，都在以下。、检验表的 报告了市场对会计应计定价的检验结果。对于会计应计，预测系数与估值系数的比率（ ）分别为 、 和 ，表明市场对
26、会计应计过高定价。对于现金流量，预测系数与估值系数的比率（ ）分别为 、 和 ，表明市场对现金流量过低定价。为了检验这种定价偏误在统计上是否显著，施加定价限制后联合估计方程（）和（）。对会计应计施加定价限制（ ）后，似然率统计量值分别为 、 和 ，在统计上均显著，表明市场对会计应计的过高定价是显著的。对现金流量施加定价限制（ ）后，似然率统计量值分别为 、 和 ，在统计上均显著，表明市场对现金流量的过低定价是显著的。对市场整体定价检验施加定价限制（ ， ）后，似然率统计量值分别为 、 和 ，在统计上均显著，表明市场对盈余不同组成部分的定价存在显著偏误。表 检验结果 ：会计应计市场定价的检验（）
27、变量预测系数估值系数， ， ， ， ， ， 虚拟假设， ， ，似然率统计量值似然率统计量值似然率统计量值 ， ：投资者情绪对会计应计市场定价影响的检验（情绪高涨期，情绪低迷期）变量预测系数估值系数， ， ， ， ， ， 虚拟假设， ， ，似然率统计量值似然率统计量值似然率统计量值 （） （ ） 报告了投资者情绪对会计应计定价影响的检验结果。在投资者情绪低迷期，会计应计预测系数与估值系数的比率（ ）分别为 、 和 ，数值上均接近于，表明市场对会计应计的定价略偏高。在投资者情绪高涨期，会计应计预测系数与估值系数的比率（ ） （ ）分别为 、 和 ，表明市场对会计应计的定价过高。为了检验市场定价偏误
28、的统计显著性，施加定价限制后联合估计方程（）和（）。在投资者情绪低迷期施加定价限制（ ）后，似然率统计量值分别为 、 和 ，在统计上均不显著，表明投资者情绪低迷期不存在显著的会计应计过高定价，其原因在于情绪低迷时期投资者更加关注盈余的会计应计成分与现金流量成分在持续性上的差异。在投资者情绪高涨期施加定价限制（ ）后，似然率统计量值分别为 、 和 ，在统计上均显著，表明投资者情绪高涨期存在显著的会计应计过高定价，其原因在于情绪高涨时期投资者往往不太关注盈余的会计应计成分与现金流量成分在持续性上的差异，进而忽视会计应计错误定价可能带来的损失。施加定价限制 管理评论第卷（ ， ）后，似然率统计量值分
29、别为 、 和 ，在统计上均显著，表明投资者情绪低迷期与高涨期的会计应计定价存在显著差异。上述结论初步支持了假设。、回归结果与分析表报告了投资者情绪对应计异象的影响。回归结果显示，总应计和操纵性应计的系数在各个窗口期内均显著为负，表明未来期间股票异常回报与当期会计应计之间显著负相关，这与的结论一致，表明我国股市存在应计异象。交互项和的系数在各个窗口期内均为负，且都在统计上高度显著，表明会计应计在投资者情绪高涨（低迷）期与股票的未来期间异常回报的负相关性相对更强（弱）。因此，会计应计在投资者情绪高涨期比低迷期的错误定价程度更高，假设得到支持。表 投资者情绪与应计异象变量窗口期窗口期， ， ， ，
30、， ， （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制 注：括号内为值， 、 、分别表示在、和的水平上显著，下表同。表报告了不同类型机构持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响。具体而言，证券投资基金的回归系数在，和，窗口期均显著为负，在，窗口期为正，但统计上不显
31、著。券商的回归系数在各个窗口期均为负，而且随着窗口期的延长统计显著性递减。保险公司和社保基金的回归系数在短窗口期内均为负，而在长窗口期内均为正，且统计上显著。信托和合格的境外机构投资者的回归系数在短窗口期内均为负，在长窗口期内均为正，但统计上均不显著。上述结果显示，不同类型机构持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响表现出一个共同的趋势，即回归系数在短窗口期内均为负，而在长窗口期内大多数为正，表明各类机构持股在短期内增强了投资者情绪对应计异象的正向影响，但在长期则减轻了投资者情绪对应计异象的正向影响。证券投资基金和券商在短期中显著增强了投资者情绪对会计应计错误定价的正向影响，表明其短期投资策略
32、具有明显的非理性特征。保险公司和社保基金在长期中表现出明显的纠正投资者情绪对会计应计错误定价的正向效应，表明它们更理性地进行长期价值投资，能够提高会计应计的定价效率，但在短期中却并没有体现出这样的作用。信托和合格境外机构投资者的回归系数在各个窗口期内均不显著，表明这两类机构中投资者与投机者的力量相当，从而导致对会计应计定价的影响相互抵消。因此，短窗口期的回归结果支持假设，长窗口期的回归结果支持假设。第期鹿 坪，等：机构持股、投资者情绪与应计异象 表 不同类型机构持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响变量窗口期（为方程（）的解释变量）窗口期（为方程（）的解释变量）， ， ， ， ， ， （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）
