基于CEO权力异质性的盈余管理与预算松弛

安灵 刘益然

【摘要】预算管理是企业财务管理的重要政策工具之一， 而预算管理效率和效果则受到预算松弛等因素的影响。 以2012 ～ 2019年我国A股上市公司为研究对象， 基于替代效应假说， 探究盈余管理和预算松弛两者之间的关系， 结果表明： 盈余管理与预算松弛负相关; 与国有企业相比， 二者之间的关系在非国有企业中更加突出。 在此基础上， 进一步分析在CEO权力异质性下盈余管理和预算松弛之间是否还存在替代效应， 结果表明： CEO权力越大， 盈余管理和预算松弛之间的替代效应越强; 相比于国有企业， CEO权力的调节效应在非国有企业中更加明显。

【关键词】CEO权力;盈余管理;预算松弛;预算治理;替代效应

【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2022）04-0042-8

一、引言

市场竞争日趋激烈， 预算管理被广泛地应用到企业的各种实务当中， 其职能从最开始的预测到如今的管理、激励等多种职能融为一体， 在企业的经营发展过程中帮助企业实现经营目标。 但是需要注意的是， 预算管理是否有效通常取决于预算质量的高低[1] 。 其中预算编制是预算管理的逻辑起点与质量统领， 如果预算编制松弛， 则可能会导致企业资源配置歧化， 从而增加成本支出、降低预算质量， 进而制约预算管理的效果和效率。 近年来， 预算松弛这一话题逐渐成为管理会计界的一个热点。

预算松弛是指预算参与人通过调低预算收入或调高预算成本来降低预算考核目标的行为。 在委托代理理论的支持者看来， 预算松弛是代理人作为预算参与人自我防御的一种事前策略， 是一种不道德的行为， 不仅会弱化预算管理对预算参与人的约束效应， 也会导致企业的资源配置歧化， 对企业价值产生负面影响， 是应当被抵制的[2] 。 因此， 对于预算松弛的严格控制一直是预算管理与治理的核心问题之一。 在此背景下， 如果作为代理人的预算参与者在事前通过构建预算松弛等方式形成的“防御堑壕”被弱化或截止， 那么其可能转而寻求其他事后机制来构建其“防御堑壕”， 比如盈余管理。 而代理人运用上述事前或者事后工具构建“防御堑壕”会受到其自身权力大小的影响。 那么， 预算松弛与盈余管理之间是否存在替代效应？ 在不同的代理人权力水平下， 预算参与人又有着怎样不同的策略选择？这正是本文将要回答的问题。

二、理论分析与研究假设

（一）替代效应假说

现代企业一般会把企业管理层的业绩和绩效薪酬挂钩以此控制代理成本， 但根据权力理论和委托代理理论， 管理层为了获得利益最大化， 可能会利用自身的权力构建“防御堑壕”来提高通过业绩考核的可能性[3] 。 通常情况下， 管理层会有两种做法： 一是在公司业务发生之前就调整业绩考核标准， 比如高估公司所需成本， 低估公司所获收入， 即事前的预算编制; 二是在公司业务发生之后通过选择对其有利的会计方法和会计估计政策或者伪造虚假业务来进行财务报告的编制， 以此达到业绩考核标准， 即事后的盈余管理。

在基于传统理论的背景下， 预算松弛通常被认为是一种不道德的财务行为， 是在编制预算的时候预算参与人有意地低估收入或者高估成本的行为[4] 。 另外， 预算作为一种常用的企业管理方式主要发挥激励作用， 即代理人的业绩评判标准主要以预算目标的完成情况为准。 在这种情况下， 当代理人参与预算编制时就会利用其与股东之间的信息不对称采取使其自身利益最大化的行为[5] 。 一方面， 代理人会夸大所需成本或者资源的量; 另一方面， 代理人会低估预计可获收入或高估预计产出成本。 这样的后果不仅会导致代理人以及下属员工因为预算目标容易达成而逐渐变得懒散起来， 他们的潜力也不能很好地发挥出来， 从而不利于企业发展。 而且， 这种行为还会导致企业资源配置歧化、代理成本增加[6] 。 这一系列的负面影响已经被许多企业广泛认知， 从而将其作为预算治理的主要对象， 并采取多种方式来消除预算松弛行为， 比如上下级员工相互反复预算、增强预算透明度从而减少信息不对称带来的预算松弛、建立关键业绩指标考核制度以及健全预算组织结构、加强预算控制力度等。 那么， 在面对较为严格的预算松弛治理环境时， 管理层不能在事前构建预算松弛的情况下， 是否会有更强的动机通过事后相对隐蔽的盈余管理来达到通过业绩考核的目标， 即盈余管理和预算松弛之间存在替代效应。 也就是说， 如果构建预算松弛的成本较低， 作为代理人的管理层即使不利用盈余管理等事后工具， 也可以构建足够的“防御堑壕”保证自身利益， 从而可能减少运用盈余管理等事后工具的可能性; 如果构建预算松弛的成本较高， 代理人则可能会寻求事后机制构建“防御堑壕”， 比如盈余管理。

据此， 本文提出替代效应假说：

H1： 预算松弛与盈余管理负相关。

（二）CEO权力的调节效应

盈余管理可以分为两种类型： 一是真实盈余管理。 Schipper[7] 认为， 企业的管理层为了使自己的利益最大化， 就会有目的地干涉公司编制对外报表（比如虚构收入或者改变企业交易的性质或时间）， 以此误导财务报告使用者。 Gunny[8] 、Roychowdhury[9] 则认为， 企业的真实盈余管理是通过有目的地设计或规划一些偏离企业价值最大化的活动来实现的。 二是应计盈余管理。 它既不虛构交易， 也不影响企业正常的经济活动， 而是在经济活动之后， 管理层通过选择对自己有利的会计方法和会计估计政策来编制对外财务报告， 从而导致委托人对公司的经营情况做出错误判断[10] 。

管理层的机会主义动机是盈余管理形成的重要动因之一[11] 。 权小峰等[12] 从薪酬—业绩敏感性角度出发， 认为管理层权力越大， 薪酬与业绩之间的敏感性就会越大， 并且随着权力的增大， 管理层会更加倾向于利用盈余管理来误导利益相关者， 以此获取绩效薪酬。 魏志华等[13] 研究得出， 上市企业对管理层一般有较高的业绩要求， 为了达到业绩预期， 管理层尤其是权力较大的管理层会将盈余管理作为实现自己利益最大化的工具。 所以， 管理层存在利用盈余管理构建“防御堑壕”的可能性。 另外， 基于高阶梯队理论， CEO作为管理层的核心， 其决策通常代表着管理层群体决策。 因此， CEO权力的大小决定了个人意志对于决策结果的影响程度[14] 。Bebchuk和Fried[15] 等还指出， CEO权力大小与CEO进行盈余管理的动机显著正相关。

CEO既能影响企业进行盈余管理的可能性， 又能影响预算的编制过程， 但预算松弛的负面影响已广为人知， 从而导致其成为预算治理的主要对象， CEO就无法在事前的预算松弛中实现自身利益最大化。 那么， 权力较大的CEO是否会有较大的动机去通过更为隐蔽的事后盈余管理来获得自己的超额报酬？

据此， 本文提出CEO权力的调节效应假说：

H2： CEO权力越大， 盈余管理和预算松弛的负相关关系越强。

三、研究设计

（一）样本选取及数据来源

本文选取2012 ～ 2019年我国A股上市公司数据作为初始研究样本， 其中研究的预算松弛数据是通过手动收集2011 ～ 2019年上市公司年报得来的， 其余数据均来自CSMAR数据库。 在此基础上， 对获得的数据进行了以下筛选： ①剔除了金融行业公司; ②剔除了当年被ST、∗ST的公司; ③剔除了部分具有缺失值的样本。 为了消除极端值对样本数据分析结果的影响， 对所有的连续变量在1%和99%分位进行了缩尾处理， 最终得到3201个样本数据， 并采用Stata15.0数据处理软件对数据进行处理。

（二）变量选择及定义

1. 被解释变量：盈余管理（AbsDA）。 通常情况下， 当CEO需要运用盈余管理的时候， 都会在满足自身利益的同时选择比较适合本公司发展的盈余管理方式， 使公司收益最大、成本最小[16] 。 由于应计盈余管理是通过会计政策和会计估计的不同形成的， 所以CEO使用应计盈余管理的可能性会比较大。 另外， 应计盈余管理是在经济活动完成之后通过选择不同会计政策和会计估计对其进行会计处理形成的， 并不会影响正常的经济活动， 而真实盈余管理是通过人为改变活动性质或者规划一些满足自己利益但会使企业偏离利益最大化的活动形成的， 所以应计盈余管理带来的损失相对于真实盈余管理来说较小。 因此， CEO在选择盈余管理方式时通常会选择应计盈余管理。

对于应计盈余管理的计量， 夏立军[17] 在中国市场的背景下对其估计模型进行了研究， 结果表明， 在众多估计模型中， 修正后的JONES模型能够更好地对可操纵应计利润进行估计。 所以， 本文借鉴该模型对数据样本进行每年分行业回归， 以此来对应计盈余管理进行计量。

本研究使用Dechow等[18] 提出的修正后的JONES模型来估计企业盈余管理的程度。 首先， 将应计利润总额分成可操纵应计利润和不可操纵应计利润两部分， 即：

TAt=DAt+NDAt （1）

其中： TAt表示第t年应计利润总额; DAt表示第t年可操纵应计利润; NDAt表示第t年不可操纵应计利润。 NDAt计算公式如下：

NDAtj=β1j（1/At-1）+β2j（∆REVt-∆ARt/At-1）+β3j（PPEtj/At-1） （2）

用式（3）来寻找式（2）中的具体参数：

TAt=b1/At-1+b2（∆REVt/At-1）+b3（PPEtj/At-1）+εt （3）

再用式（1）-式（2）， 即应计利润总额减去不可操纵应计利润， 就可以得到可操纵应计利润DAt， 再用其绝对值代表盈余管理， 即：

AbsDA=|DAt| （4）

式（2）～式（4）中： NDAtj表示第t年j公司的不可操纵应计利润总额; At-1表示第t-1年j公司的总资产; DREVt表示第t年j公司的主营业务收入增加额; DARt表示第t年j公司的应收账款增加额; PPEtj表示第t年j公司的固定资产; b1j、b2j、b3j都是具体的参数; b1、b2、b3分别为b1j、b2j、b3j的估计值; et为随机误差。

2. 解释变量：预算松弛（slack）。 在现有的研究中， 学者们对预算松弛的计量没有相对统一的标准。 本文从预算松弛最初的定义出发， 并且基于稳健性的考量， 采用潘飞和程明[5] 的计量模型以及鄭石桥和王建军[19] 的计量模型衡量预算松弛。

（1）潘飞和程明[5] 的计量模型如下：

slack1=1-[（In∗-In-1）/In-1]-[I]n-1] （5）

其中： In∗表示上市公司年报中所披露的第n年的预算营业收入; In-1表示上市公司年报中所披露的第n-1年的实际营业收入; [I]n-1表示相同行业的上市公司在第n-1年的行业平均营业收入增长率。 同时， 对计算出的预算松弛做出相应的分析。 如果slack1≤1， 说明该公司当年的预算编制偏紧; 如果slack1>1， 说明该公司当年的预算编制偏松弛。

（2）郑石桥和王建军[19] 的计量模型如下：

slack2=某公司第n年的行业营业收入平均增长率-该公司第n年的营业收入预算增长率 （6）

其中： 如果slack2≤0， 说明该公司当年的预算编制偏紧; 如果slack2>0， 说明该公司当年的预算编制偏松弛。

3.调节变量：CEO权力（power）。 目前， 对于CEO权力的计量有两种方法： 第一种是将CEO权力的各维度指标进行相应地评分后再直接加总; 第二种是将CEO权力的各维度指标进行相应地评分后再运用主成分分析法进行降维， 得到权力指数[20] 。 基于数据的可得性， 由于CEO权力的各维度指标都不能单独表示权力指数且存在多重共线性， 本文采用主成分分析法构造CEO权力指数power。  关于CEO权力各维度指标的组成， 国内外学者进行了大量的研究。 其中， 使用较多并具有代表性的是Finkelstein和Brian[21] 提出的从组织权力、声誉权力、专家权力、所有制权力4个维度组成CEO权力的衡量指标。 本文基于数据可得性， 综合参考权小峰等[12] 、卢锐[22] 的权力模型， 以Finkelstein和Brian提出的4个维度为基础， 设计6个指标对CEO权力进行衡量。 具体的4个维度包括：

（1）组织权力。 CEO相对于企业其他的管理层已经被给予较大的权力， 如果CEO还兼任董事长或者作为企业的内部董事， 其權力将会更大。 当CEO兼任董事长时取值为1， 不兼任时取值为0; 当CEO是该企业的内部董事时， 取值为1， 否则取值为0。

（2）声誉权力。 如果CEO的学历较高， 往往会获得企业其他人的信任， 提高自己的声誉， 在无形中提高了其权力。 如果CEO的学历在研究生及以上取值为1， 否则取值为0。

（3）专家权力。 如果CEO的任期较长， 不仅对同一行业有较丰富的管理经验， 而且可以在企业内外部树立良好的专家形象， 从而无形中提升其他人对其的支持和信任， 进而提高其权力。 如果CEO的任期比同行业的公司平均数长时取值为1， 否则取值为0[23] 。

（4）所有制权力。 CEO的自主性越强， 其权力相应也会越大。 机构投资者有较强的信息处理能力和丰富的投资经验， 会在一定程度上限制CEO的自主性， 起到监督作用[24] 。 如果CEO既是股东又是企业管理者， 那么其自主性会进一步增强， 使其权力进一步集中[23] 。 如果机构投资者持股水平低于同行业上市公司的平均数取值为1， 否则取值为0; 如果CEO在其任职公司持股取值为1， 否则取值为0。

将6个指标构成面板数据后再进行KMO检验和巴特利球形度检验， 结果如表1所示。 本文选取的6个指标组成的样本数据的KMO=0.604>0.6， 并且巴特利球形度检验的Sig=0.000， 说明这6个指标适合做主成分分析。

4. 控制变量。 根据以往的研究并考虑与其余变量存在多重共线性的可能性， 本文选取盈利能力（Roe）、销售收入增长率（Sale）、资产负债率（Lev）、股权集中度（Con）、所有权性质（Soe）作为被解释变量盈余管理的控制变量。 同时， 为了避免年度效应以及行业效应， 采用年度虚拟变量（year）和行业虚拟变量（sic）。

相关变量定义及其计量方法如表2所示。

（三）计量模型构建

本文先构建面板数据模型， 再通过数据分析实证检验CEO权力、预算松弛和盈余管理之间的关系。 为了检验H1， 即盈余管理和预算松弛之间的替代效应， 构建模型1。 因为CEO权力的大小不同， CEO运用盈余管理构建“防御堑壕”的可能性也不同， 从而影响预算松弛和盈余管理之间的替代效应， 所以， 为了探究CEO权力对预算松弛和盈余管理之间关系的影响， 构建模型2（其中， slack×power为预算松弛和CEO权力的交互项）。 为了使数据分析的结果具有稳健性， 本文使用两种预算松弛的计算方法进行相互验证。

AbsDAi，t=β0+β1slacki，t-1+β2poweri，t+β3Roei，t+β4Salei，t+β5Levi，t+β6Coni，t+β7Soei，t+∑sic+∑year+εi，t （模型1）

AbsDAi，t=β0+β1slacki，t-1+β2poweri，t+β3slack×poweri，t+β4Roei，t+β5Salei，t+β6Levi，t+β7Coni，t+β8Soei，t+∑sic+∑year+εi，t （模型2）

四、实证检验与结果分析

（一）描述性统计

表3列出的是主要变量的描述性统计结果。 其中盈余管理（AbsDA）的均值为0.051、最小值为0.001、最大值为0.294， 既说明不同公司之间盈余管理的差异比较大， 也说明每一个公司或多或少都存在盈余管理的现象。 预算松弛1（slack1）的均值为1.073、中位数为1.027， 预算松弛2（slack2）的均值为0.033、中位数为0.007， slack1>1， slack2>0， 说明样本公司普遍存在预算松弛现象。 CEO权力（power）的最小值为-1.817、最大值为1.23， 表明不同公司之间的CEO权力差异比较大， 可能会影响预算松弛和盈余管理之间的替代效应。

为检验在不同股权性质下企业各个变量是否存在显著性差异， 本文将样本分为国有企业和非国有企业两组进行描述性统计， 并对该两组样本进行独立样本的均值T检验和中位数Z检验， 结果见表4。

从表4可以看出： 非国有企业的预算松弛1（slack1）的均值为0.889、中位数为0.933， 预算松弛2（slack2）的均值为-0.027、中位数为-0.044; 国有企业预算松弛1（slack1）的均值为1.002、中位数为1.009， 预算松弛2（slack2）的均值为0.1、中位数为0.044。 在两种预算松弛计算方法下， 国有企业的预算松弛程度都高于非国有企业， 并且都在1%的水平上通过了显著性检验， 说明国有企业相比于非国有企业存在更为严重的预算松弛现象。 从被解释变量来看， 非国有企业盈余管理（AbsDA）的均值为0.054、中位数为0.039， 国有企业盈余管理（AbsDA）的均值为0.047、中位数为0.034， 显然非国有企业的盈余管理数据都大于国有企业， 而且都在1%的水平上通过了显著性检验， 说明非国有企业相对于国有企业的盈余管理程度更高， 从某种程度上也验证了替代效应假说。 从调节变量来看， 非国有企业的CEO权力大于国有企业。

（二）相关性分析

本文通过Pearson相关性检验和Spearman相关性检验， 检验结果（限于篇幅，略）表明， 解释变量与控制变量之间的相关性较低， 并且每一个变量之间的相关系数均没有超过0.5， 说明本文所选取的变量之间不存在严重的多重共线性问题， 模型设计是合理的。

（三）回归分析

1. 预算松弛与盈余管理的替代效应假说检验。 表5根据数据研究分析了预算松弛和盈余管理之间的关系， 并且通过分组样本回归进行企业股权性质的异质性分析。 从全样本回归结果来看， 预算松弛的两种模型得到的回归结果基本是一致的， 即预算松弛和盈余管理之间的回归系数显著为负， 这表明企业的预算松弛和盈余管理显著负相关， 验证了替代效应假说。 从分组样本的回归结果来看， 非国有企业的预算松弛和盈余管理显著负相关， 而在国有企业中是不相关的。 原因如下：

首先， 国有企业相对于非国有企业而言会受到更多的政府行政干涉。 李书娟等[25] 认为， 国有企业和当地政府之间存在隶属关系， 当地政府对国有企业设置了多重目标， 并且地方官员为了获得晋升机会也会过多地干涉国有企业。 翁辰和马良泽[26] 也认为， 国有企业往往存在多重任务导向， 削弱了财务绩效的作用。 因此， 国有企业在经济转型中承担了政府的多重任务， 不仅有经济任务， 还可能有政治任务或社会公益任务。 基于此， 相对于非国有企业， 国有企业因为政策性任务等非财务绩效目标的存在， 使其预算绩效考核功能被弱化了， 从而削弱了预算松弛与盈余管理的替代效应。 再者， 相对于非国有企业管理层， 国有企业管理层存在多重身份（包括政治身份在内）。 李敏波和王一鸣[27] 等认为， 国有企业管理层因为其身份的多重性， 其目标通常也表现为多重性， 这种多重性会导致国有企业效率低下。 Li[28] 也认为， 因为国有企业管理层在其职业生涯道路上有多种选择， 从而导致企业对其激励低下。 所以， 国有企业管理层的利益函数是多元化的， 不仅包括收入、声誉， 还可能包括政治升迁等， 而且他们即使没有达到预算目标， 也可能有稳定的退路比如退职进入政府机构工作， 从而导致国有企业管理层的薪酬—业绩敏感性低于非国有企业管理层， 从而弱化了替代效应假说。 另外， 替代效应假说成立的前提条件是企业要有较高的治理效率以及严格的预算管理体系， 但在我国企业的股权结构中， 国有股占据了国有企业的大部分比例， 这样不仅缺乏对管理层和董事会的监督， 还容易造成“内部人控制”局面， 进而导致治理效率低下。 所以， 相较于非国有企业， 国有企业存在监督结构不完善、激励机制不健全等问题， 导致其没有较高的公司治理效率和严格的预算管理体系， 从而削弱了替代效应假说。

2. CEO权力的调节效应检验。 表6在表5的基础上对预算松弛与盈余管理的关系进行了更深层次的探究。 模型2分析了CEO权力对盈余管理和预算松弛替代效应的影响， 并且通过样本分组回归进行企业股权性质的异质性分析。 从全样本回归结果来看， 预算松弛和CEO权力的交互项与盈余管理的回归系数显著为负， 说明CEO权力在预算松弛和盈余管理之间起到了调节作用， 而且预算松弛与盈余管理的回归系数显著为负， 表明CEO权力不断加强会强化预算松弛与盈余管理之间的替代关系， 验证了CEO权力的调节效应。 从分组样本回归结果来看， 在非国有企业中， CEO的权力对于预算松弛与盈余管理的关系起到了调节作用; 在国有企业中， CEO权力弱化了盈余管理和预算松弛之间的替代效应。 之所以出现这种情况， 可能是因为国有企业中的监事会成员都是国家直接任命的， 存在较强的内部人控制， 另外他们没有对企业的剩余索取权， 也就没有动力监督国有企业的CEO， 从而使国有企业的CEO权力约束相对较小， 那么可能在事前构建预算松弛和在事后构建盈余管理均有一定的空间进行调整， 整体上弱化了调节效应。

（四）稳健性检验

为验证上述结果的稳定性， 本文重新定义CEO权力变量。 将专家权力维度中的CEO任期与同行业的平均数比较改为与同行业的中位数比较， 前者长于后者取值为1， 否则为0。 将所有制权力维度中机构投资者持股水平是否低于同行业上市公司的平均数改为是否低于同行业上市公司的中位数， 是取值为1， 否则为0。 再进行相应的评分并进行主成分分析， 用单因子与被解释变量、解释变量及控制变量进行OLS回归， 结果见表7、表8， 结论与前文类似。

五 研究结论与现实意义

（一）研究结论

本文基于委托代理理论和权变理论， 从CEO权力的视角探究了预算松弛和盈余管理之间的关系。 经过回归分析发现， 在企业中预算松弛和盈余管理之间存在的一种替代关系， 即作为代理人的管理层如果事前构建预算松弛的成本较低， 即使不利用事后盈余管理也可以构建足够的“防御堑壕”来保证自己的利益; 如果事前构建预算松弛的成本较高， 代理人则可能寻求事后机制（如盈余管理）来构建“防御堑壕”。 通过对不同所有权性质企业的分析， 发现相比于非国有企业， 国有企业弱化了盈余管理和预算松弛之间的替代关系， 这可能是因为国有企业受到其管理层多重身份如政治身份影响并承担了当地政府给予的多重任务而导致的。 本文还通过CEO权力作为调节变量的回归分析结果发现， CEO权力强化了预算松弛与盈余管理的替代效应， 说明CEO权力越大， 盈余管理和预算松弛之间的替代效应也越大， 这意味着CEO在运用预算松弛事前构建“防御堑壕”受到截止时， 更可能会利用其权力寻求盈余管理等事后策略构建“防御堑壕”， 弱权力的CEO实现上述策略替代的可能性则会降低。

通过对不同所有权性质企业的分析， 发现相比于国有企业， 非国有企业的CEO对于企业的预算松弛和盈余管理的调节效应更加显著， 原因可能是国有企业的监事会成员都是由国家直接任命的， 他们没有对企业的剩余索取权， 也就没有动力监督国有企业的CEO， 进而导致国有企业的CEO权力约束相对较小， 那么他们既可以事前通过预算松弛也可以事后通过盈余管理构建“防御堑壕”， 从而整体上弱化了盈余管理和预算松弛之间的替代效应。

（二）现实意义

本文通過从CEO权力的视角分析预算松弛和盈余管理之间的关系， 为预算松弛和盈余管理的学术研究提供了新的思路和证据。 本文还具有较强的现实意义： 一是企业预算管理效率的提高应该从事前、事中、事后全时间链条加强， 而不仅仅是在预算编制环节提高管理效率; 二是从政策含义上讲， 对于预算松弛的治理是一项系统性的治理， 也是公司治理系统的子系统， 所以预算松弛的治理是一项综合性治理， 与企业的治理环境是高度关联的， 其各项治理措施并不应该仅局限于预算管理本身， 还可以进一步完善公司其他方面的治理水平， 比如加强董事会、监事会对CEO的监督力度， 提高公司治理效率。 另外， 本研究还表明在不同的产权性质下， 预算松弛和盈余管理的关系也存在明显差异， 为国有企业和非国有企业寻找盈余管理和预算松弛形成差异而导致的经济后果提供了可以参考的路径。

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