隱性環境規制與節能減排的關系研究

張克森

摘 要：隱性環境規制在節能減排中發揮重要作用。基于2005—2016年東部地區城市面板數據，構建經濟計量模型，檢驗了隱性環境規制對節能減排的直接作用和間接作用。實證顯示，隱性環境規制力度整體表現較弱，其直接作用還不足以有效限制總體能耗的增加，表現為兩者之間不存在顯著的負相關關系，但隱性環境規制能通過輿論壓力向政府施壓，進而負向調節外商投資、技術水平、產業結構以及經濟規模對能耗的作用，實現節能減排。建議相關部門降低非政府環保組織或民間環保團體的準入門檻，充分發揮隱性環境規制監督環境污染的作用，為建設美麗中國而奮斗。

關鍵詞：隱性環境規制;調節效應;節能減排

基金項目：國家自然科學基金項目“區域協調發展的理論基礎和政策設計研究”（71473012）。

[中圖分類號] F062.1 [文章編號] 1673-0186（2019）010-0080-012

[文獻標識碼] A? ? ? [DOI編碼] 10.19631/j.cnki.css.2019.010.008

改革開放以來，以“三高”（高能耗、高污染、高排放）為特征的經濟高速增長模式，帶來了日益嚴峻的環境問題。目前我國通過節能減排以實現改善環境質量的目標主要依賴于宏觀產業政策的調節和干預，其中環境規制作為治理與改善環境的重要政策工具對促進節能減排和改善環境質量發揮了重要作用。根據外部性理論，環境污染是一種負的外部性，政府為減輕甚至消除環境污染的負面影響，出臺各類約束市場中對環境造成污染的經營活動的政策與措施，這是環境規制的最初含義。但學界超越了基于政府角度定義的環境規制，對其分類進行了拓展。按照規制形式的不同將環境規制劃分為顯性環境規制（命令型環境規制、市場激勵型環境規制和自愿型環境規制）和隱性環境規制[1-2]。環保立法行政部門是命令控制型和以市場為基礎的激勵型環境規制的提出主體，政府部門以及企業等是自愿型環境規制的提出主體;而隱性環境規制是內在于個體的、無形的環保思想，其存在無形且作用無處不在。學界關于顯性環境規制對節能減排的作用機制研究很多，大多集中于對技術創新、產業結構升級以及治理環境方面的作用。如葉琴等基于城市面板數據研究滯后期一期的命令型和市場激勵型兩種環境規制對節能減排技術創新具有促進作用[3]。阮陸寧等以長江經濟帶30個城市為研究對象，發現顯性環境規制與產業結構升級呈倒U型關系[4]。

關于隱性環境規制對節能減排的機制研究不多，相關文獻研究主要是基于媒體公布的環境指數進行研究，忽視了擁有注冊網絡用戶總數達8.29億為基礎更為廣義的隱性環境規制主體的作用，此類主體包含官方媒體、非政府環保組織等，這些廣義隱性環境規制主體的節能減排作用機制值得進一步研究探討。本文從這一研究問題出發，并提供管窺之見，為我國的環保事業盡綿薄之力。

一、理論分析與假設

縱觀已有研究發現，影響節能減排作用的因素探討主要集中在以下幾方面：顯性環境規制、外商投資、技術水平、經濟結構和經濟規模。它們分別從環境庫茲涅茨曲線（EKC）、外商投資流向及結構、清潔技術外溢效應、經濟結構調整和產能過剩等不同角度、不同側面探究了各自對節能減排的作用，無疑促進了我國環保事業，為節能減排作出貢獻。但是，很少有人將以上后四個因素與隱性環境規制相結合研究它們對節能減排的共同作用。隨著人們步入“互聯網+”的時代，隱性環境規制發揮越來越重要的作用。本研究在分析隱性環境規制通過調節外商投資、技術水平、經濟結構和經濟規模因素對節能減排發生作用的基礎上提出相關假設，并構建如圖1所示隱性環境規制對能耗的作用機制圖。

（一）隱性環境規制對能耗的機制效應分析

關于隱性環境規制對節能減排的作用機制，主要有直接效應和間接效應，直接效應體現在對個體或組織環境行為的引導，調整和規范等“弱”環境規制形式，間接作用機制以協議或抗議等集體行為或組織行為模式呈現，更強的隱性環境規制則以有監督、環保功能的組織為主，外在體現為行政、經濟、法律、教育、科研以及非法暴力手段等形式，會影響技術、經濟結構、經濟規模以及外商投資等進而影響能耗。但就我國目前的隱性環境規制整體力度體現在兩個方面：一是有一定環保意識但行動力不高，中國人民大學調研發現被調研者的平均環保意識得分在70.82分，《公民生態環境行為調查報告》顯示，公眾在綠色消費、垃圾分類、環保實踐和監督舉報等領域還存在“高認知、低踐行”現象;第二是中國環保組織數量少、難注冊、專業水平低、欠缺資金、影響力小等特點[2，5]。以上兩點說明中國隱性環境規制水平處在較弱的狀態，所以隱性環境規制不能像具有很強強制性的顯性環境規制那樣整體上有效限制中國能耗的增加。據此提出假設：

假設1（H1）：隱性環境規制與東部地區能耗不存在顯著的負相關關系即兩者呈現正相關關系或不顯著的負相關關系。

（二）隱性環境規制調節外商投資對能耗的作用

通過閱讀文獻，媒體監督或環保組織的環境監督可以引導企業進行綠色投資，發展綠色產業。所謂綠色產業， 是指在以較少的資源（含能源、環境副產品污染物等）的投入獲得較高產出并與環境形成良性循環的產業，包含第二產業中采用低碳、節能低能耗等環境友好型產業[6]。張濟建等研究媒體監督對投資進行綠色投資的影響，發現媒體監督作為投資者外部環境規制的一種重要方式，可以與法律法規的環境規制政策一起有效引導企業投資于綠色產業[7]。史貝貝等發現公眾環境中心（以廣大網民舉報環境污染事件為基礎成立的非政府環保機構）公布的城市環境信息披露指數可以引導外商投資的流向，促進了污染型企業外商投資的退出與清潔型企業外商投資的增加，提升了外資結構的“綠色化”[8]。畢茜和于連超研究發現媒體監督能夠通過向外界傳遞相關信息影響投資者的投資，促進上市投資者進行綠色投資[9]。綠色投資對減少工業三廢排放和降低能耗以及推進環保產業發展等均具有積極的作用[10-11]。據此提出假設：

假設2（H2）：隱性環境規制負向調節外商投資與節能減排之間的關聯強度。

（三）隱性環境規制對技術的調節作用

傳統命令控制型環境規制可以逆向促使企業投入更多資金開展節能減排方面的技術創新，進而引起“創新補償”效應和“非生產性成本增長”效應。短期來看，企業需要增加環保投資以實現規制目標，增加了企業的非生產性投入擠占了企業的生產性投資，影響企業生產率的提高。長期來看，環境規制會刺激企業進行技術創新，其帶來的收益彌補甚至超過環境規制帶來的成本增加，提高企業競爭力，同時能夠降低能耗，算得上是“環保”與“高效”兼有的命令控制型環境規制。隱性環境規制有前者以上特點的同時因其靈活性高，有一定倒逼性質，企業有足夠的時間和韌性調整自身環保技術標準和產能以應對隱性環境規制的要求，因此隱性環境規制對企業進行技術創新的作用主要體現在長期的補償效應，從而達到節能減排的目標。本文提出下面假設：

假設3（H3）：隱性環境規制可以負向調節技術進步對能源消耗的作用。

（四）隱性環境規制對產業結構和經濟規模的調節作用

諸多研究表明，產業結構和行業結構比例失調是能源消費大幅度上升的原因之一。能耗總量與產業規模有關，以化工、造紙、冶金等高耗能重工業為主的地區，其能耗總量會很大。如前所述環境規制會給企業帶來非生產性投資成本的增加，加重了高能耗企業成本負擔，但企業投入的環保資金除了用于拆除高耗能的落后生產設備外，還可以促進企業本身引進更加技術先進、環保節能的生產設備，改善生產工藝流程，逐步發展成綠色清潔型企業，同時帶動其他類型行業企業的變革。因此，合理設計并有效實施環境標準有助于地區產業和行業優勝劣汰，從而優化當地產業結構并降低能源消費。技術進步能夠從一定程度上減少能耗，但攻克節能減排這一艱巨任務主要靠產業結構調整，降低“三高”企業在國民經濟部門的比例來實現[12]。隱性環境規制顯著區別于命令控制型環境規制，不具有后者技術排污標準方面的約束給企業帶來遵循成本效應的苦惱。這類環境規制執行成本較低，靈活性較強，企業擁有較大的自主權和選擇權，有充足的時間和空間來改變自身環境標準軟肋以達到隱性環境規制的要求，環境改善效果在短期和長期都明顯，從微觀層面可以促進企業進行技術升級淘汰落后產能，上升到宏觀層面表現為產業結構更加合理化，提高了一個地區的產業競爭力[1]，產業結構的優化調整有利于節能減排目標的實現[13]。因此，從調節效應整體效果看，隱性環境規制會負向調節產業結構和經濟規模對能源消費的影響。提出假設：

假設4（H4）：隱性環境規制可以負向調節產業結構對能源資源的作用。

假設5（H5）：隱性環境規制可以負向調節經濟規模對能源資源的影響。

綜上所述，隱性環境規制對節能減排的作用機制包括直接效應和間接效應，如下圖1所示（為作圖美觀，假設1到假設5用H1到H5代替）。

二、研究設計

研究設計主要包括三個部分：樣本選擇與數據來源、變量選取及定義、描述以及模型設定。

（一）樣本選取與數據來源

樣本主要來自中國東部地區95個城市2005到2016年的《中國城市統計年鑒》和由北京福卡斯特信息技術有限公司創辦的EPS數據庫。剔除缺少年份的某些指標數據，并對連續變量在1%的顯著性水平上進行縮尾（Winsorize）處理，剔除異常值的影響。涉及貨幣計量的指標以采用2001年為基期，采用居民消費價格指數（CPI）價格指數進行平減折算。

（二）變量選取與定義

1.被解釋變量：能耗

與綠色發展緊密相關的指標是環境污染和能源消耗，考慮到數據的可得性，選取衡量綠色發展的兩個反向指標：能源用量和資本-勞動力比率。賈利勒（Jalil）和馬哈茂德（Mahmud）利用環境庫茲涅茨曲線（EKC）理論對環境污染和能源消耗進行了實證分析，發現能源消耗與污染水平呈顯著正相關[14]，因為工業用電與總能耗水平高度相關[15-17]，工業用電量用來作為能耗替代量。資本勞動力比率，一個地區工業的性質影響其環境污染水平，資本密集型產業多指如冶金工業、石油工業、機械制造業等消耗能源資源較高的基礎工業和重工業，本文參照涂正革的做法，利用城市固定資產投資與就業人數之比的自然對數衡量即資本勞動比率[18]。

2.解釋變量：隱性環境規制

當今互聯網比較發達，中國擁有8.29億網民，公眾監督環境污染行為主要通過互聯網來進行信息傳播，從而約束排污行為，因此采用互聯網用戶數來代替[19]，其他解釋變量為隱性環境規制與其他控制變量的交互項。

3.控制變量

外商投資為城市當年實際利用外資額，將其單位美元按照當年平均匯率換算為人民幣，產業結構用第二次產業增加值與國內生產總值（GDP）的比值表示，經濟規模用各地級市生產總值（萬元）表示，科學事業費支出（萬元）表示各地級市的技術發展水平，人口密度（千人每平方公里）作為人類日常生活活動所帶來的污染代理變量，公路貨物運量（萬噸）代表交通運輸業帶來的環境污染排放，工業固廢綜合利用率用來表示各城市的環境法律法規等顯性環境規制水平和污染物處理效率。所有變量及符號如表1所示。

（三）模型設定

為了說明所選取變量的合理性，基本模型不加入任何交互項，來考察模型的穩健性。基本模型設定如下：

為了檢驗假設1到假設3，在設定模型（1）的基礎上構建隱性環境監督與經濟規模、產業結構以及外商投資的交互項，設定模型（二）如下：

其中，能耗（ENERGY）表示工業用電量（LNIND）和資本勞動比（LNCB），控制變量（CONTROL）包含年度在內的所有控制變量，ACT代表技術水平（LNSEC）、外商投資（LNRFDI）、經濟結構（SEC）和經濟規模（LNRGDP）四個變量，ε為擾動項。

三、實證結果

為了驗證第二部分所設定模型的合理性和所提假設的正確性，從以下四部分進行分析：描述性統計和多重共線性，隱性環境規制直接效應分析，隱性環境規制間接效應分析，以及模型穩健性分析。第一部分主要分析數據的主要表現特征以及排除因多重共線性過大帶來的模型設定偏誤，說明所選變量的合理性以及價值性，第二和第三部分是對假設1到假設5的檢驗，最后一部分通過替換解釋變量和被解釋變量來驗證所構建模型是穩健的，保證結論的可靠性。

（一）描述性統計和多重共線性分析

表2中可以看出，工業用電量和資本勞動力比最小值分別為14 082萬千瓦時和24 036.48萬元/萬人，最大值分別為4 232 405萬千瓦時和479 459.5萬元/萬人，標準差為741 577.4和87 322.72。互聯網用戶數（INTER）的最小值為24 713戶、最大值為6 970 000戶、標準差為793 698.6，說明互聯網處于較高水平。

由表3中可以看出，單個自變量的方差膨脹因子值（Variance Inflation Factor，VIF）和所有自變量的方差膨脹因子平均值均小于10，不存在嚴重的多重共線性。

（二）隱性環境規制直接效應回歸分析

表4為模型回歸結果。如表4所示，在模型（1）樣本回歸結果中，前四個參與調節效應的自變量系數在工業用電和資本勞動比的回歸方程中均在1%的水平上顯著。說明所構建的模型（1）比較穩健。互聯網用戶數與被解釋變量呈正向相關，說明中國的隱性環境規制處于弱勢地位，還不能有效限制中國能耗整體的增加，假設1得證。外商投資，經濟結構以及經濟規模在不同回歸結果中出現系數符號不同的情況，從生產函數理論來看，把工業用電量和資本勞動比看作產出，把以上自變量看作投入，那么針對不同的產出指標，不同自變量之間都有最優組合，所以相對于工業用電量的外商投資、經濟結構以及經濟規模投入要素的最優組合不一定在資本勞動比生產函數中也是最優組合，這才出現同一自變量在不同因變量的回歸結果中出現系數符號不同的情形，但這并不影響相關假設的驗證。

（三）隱性環境規制間接效應回歸分析

表5中，（1）到（4）是模型（2）工業用電量的調節效應回歸結果，（5）到（8）是模型（2）資本勞動比的調節效應回歸結果。主效應均顯示為正相關且在1%水平上顯著，交互項顯示均為負，假設2到假設5被證明。

表5回歸結果（3）和（7）所示，環境規制對外商直接投資調節效應系數為負，且系數變化不大，并分別在10%和5%水平上顯著。表明隱性環境規制能夠通過優化外資投資結構、引導外商投資企業進行綠色投資，從而間接降低能源使用量，但這一作用還不十分明顯（不在1%水平上顯著）。原因包括兩個方面，首先，在以國內生產總值為核心的政績考核機制下，為了招商引資發展地區經濟，以便在政績競爭中優勢獲勝，政府關于隱性環境規制如公眾對環境的某種訴求表現出象征性應允或消極怠工執行等虛偽亂象[20];環境規制的“逐底競爭”行為在發展中國家容易發生，發展中國家為了發展本國經濟，削減本國職工待遇水平，設置門檻較低的環境規制，對外資企業審查寬松，污染密集型外資乘虛而入，會造成本國資源能源消耗又會惡化環境。第二，中國進一步深化改革開放，進入中國的外資企業越來越多，目前中國涉及到能源使用方面的技術性法規措施不足，再加上相關公眾媒體宣傳力度不夠，導致外資企業難以辨析這方面的法律法規。因此，除了政府層面實施更為細致的命令控制型環境規制如進一步規范外資進入中國的能源技術標準外，還可以結合隱性環境規制的監督如擴大媒體對政府環境規制的宣傳力度，增加信息對稱性，更有利于外企評估自身是否達到了中國環境規制標準。

表5回歸結果（4）和（8），隱性環境規制與技術水平交互項回歸系數為負，且系數大小基本一致，并在1%水平上顯著。說明現階段隱性環境規制能夠通過促使技術創新降低能耗總量。隱性環境規制引導技術創新提高能源利用率優化能源結構，減少能源總的用量，降低傳統煤、石油等污染型能源消耗比例。技術水平制約著能源消費結構，特別是以利用可燃冰、頁巖氣以及太陽能等綠色技術進步，能夠減少對燃煤等污染嚴重的傳統化石燃料能源的使用，增大風能、天然氣等清潔能源的使用比例，優化能源結構實現能源使用的減量增效[21]。同時，隱性環境規制通過引導技術進步方向迫使傳統“三高”的產業升級轉型，考慮到技術外溢效應，處于技術領先地位的企業會帶動其他同類型企業的技術進步，同時淘汰技術落后的企業，也能達到能源利用減量增效的目的[21]。因此，隱性環境規制長期的逆淘汰機制能夠有效促進企業的技術創新，提高能源效率，降低能耗總量。

表5回歸結果（2）和（6），隱性環境規制與產業結構交互項回歸系數為負，回歸結果（1）和（5）隱性環境規制對經濟規模調節系數也為負，所有系數都非常顯著。說明當下隱性環境規制通過倒逼產業結構調整促進了能耗的降低。隱性環境規制會引起政府對污染嚴重企業的重視，政府施加嚴厲的環境措施約束污染型企業。根據邊際成本理論，擁有邊際治污成本優勢的企業更容易承受高成本壓力適應行業競爭，表現相反的企業會被市場淘汰，企業數量減少，行業整體的生產規模也會縮小。隱性環境規制通過向政府施加輿論壓力倒逼其制定相關環境政策淘汰污染密集型的產能，從而促進產業結構調整。隱性環境規制還可以培育綠色需求，因為公眾對環境的訴求間接反映他們對某類綠色產品或服務的需求。根據需求與供給理論，某種需求增加，生產者將會增加相關產品或服務的供給，而此時生產要素也會由低效率的污染型生產部門向高效率的清潔生產部門轉移，實現產業價值鏈縱向延伸，優化產業分工，從而提升綠色效率，達到節能減排的目標。總之，隱性環境規制有助于驅動地區產業結構的“綠色化”調整，降低污染型產業比重和規模進而降低能耗，印證了假設4和假設5。

（四）穩健性檢驗

首先，用工業二氧化硫總排放量（單位：噸）的對數（LNSOTWO）作為被解釋變量，進行隱性環境規制四種調節效應的穩健性檢驗，如表6所示，主效應系數為顯著正相關系數或不顯著的負相關系數，而調節效應系數均為顯著性負相關系數，假設1到假設5均成立。

其次，移動電話年末用戶數（LNMOBILE）作為互聯網用戶數的替代變量檢驗隱性環境監督的三種調節效應。如表7所示，主效應系數為正相關系數或不顯著的負相關系數，而調節效應系數均為顯著性負相關系數，假設1到假設5同樣成立。

總之，通過以上穩健性檢驗可知，所構造的節能減排模型是穩健的。

四、 結論與建議

中國東部是率先實現產業轉型升級的地區，東部城市節能減排實施效果具有較強代表性，本文重點分析隱性環境規制影響能耗的間接效應，發現隱性環境規制與顯性環境規制的作用機制相似但效果有顯著差異，結合以往狹義的隱性環境規制研究成果，以生產成本、技術創新、外商綠色投資為橋梁，研究廣義的隱性環境規制與節能減排的關系。首先，從理論上解析了隱性環境規制通過直接效應和間接效應影響能源消費的作用機理;其次，采用計量經濟學模型實證表明，東部地區隱性環境規制強度還不能有效降低能耗，但能夠通過倒逼技術創新間接降低能源引導外企綠化投資，倒逼產業結構和縮小污染產業規模調整的降低能耗。以上結論的重要啟示如下：

第一，隱性環境規制能夠通過輿論壓力促使外企進行綠色投資，促進產業結構的“綠色化”調整和技術創新水平的提升，以充分發揮隱性環境規制對以上因素的調節作用，從而達到降耗的目的。實證結果表明，在長期，隱性環境規制促進技術創新的和產業結構的調整效應及經濟規模效應顯著。因此，隱性環境規制迫使政府制定環境政策，以便企業開發自身降耗潛能，改進生產工藝，并激勵企業進行產業結構調整，構建新型綠色產業結構，提高產業競爭力，淘汰落后“三高”產業，發展清潔型循環型及高技術產業。

第二，重視并發揮隱性環境規制如媒體監督、網民監督等的作用促進外商投資的綠化效應促進節能減排。實證結果表明，隱性環境規制能夠引導外資進入清潔型產業。引進外資的同時，政府應重視隱性環境規制的輿論導向，并運用法律和行政手段引導外資企業進行綠色技術創新。隨著中國深化改革，政府應盡快出臺針對性強的環境法規及能源技術標準，同時鼓勵國內企業與外資合作，充分利用其先進的技術和管理經驗即技術知識外溢效應，帶動相關產業的結構調整達到降耗目標。

第三，建議相關部門降低非政府環保組織或民間環保團體的準入門檻，包括注冊標準，體制障礙等，充分發揮隱性環境規制監督的作用，配合政府一起為建設美麗的中國而出一份力。

參考文獻

[1]? 成德寧，韋錦輝.不同類型環境規制影響我國產業競爭力的效應分析[J].廣東財經大學學報，2019（3）：26-33.

[2]? 趙玉民，朱方明，賀立龍.環境規制的界定、分類與演進研究[J].中國人口·資源與環境，2009，19（6）：89-94.

[3]? 葉琴，曾剛，戴劭勍.不同環境規制工具對中國節能減排技術創新的影響——基于285個地級市面板數據[J].中國人口·資源與環境，2018（2）：115-122.

[4]? 阮陸寧，曾暢，熊玉瑩.環境規制能否有效促進產業結構升級？——基于長江經濟帶的GMM分析[J].江西社會科學，2017（5）：106-113.

[5]? 生態環境部環境與經濟政策研究中心課題組.公民生態環境行為調查報告（2019年）[J]. 環境與可持續發展，2019（3）：5-12.

[6]? 石寶峰，遲國泰.基于信息含量最大的綠色產業評價指標篩選模型及應用[J]. 系統工程理論與實踐，2014（7）：1799-1810.

[7]? 張濟建，于連超，畢茜.媒體監督、環境規制與企業綠色投資[J].上海財經大學學報，2016（5）：91-103.

[8]? 史貝貝，馮晨，康蓉.環境信息披露與外商直接投資結構優化[J].中國工業經濟，2019（4）：100-118.

[9]? 畢茜，于連超.環境稅、媒體監督和企業綠色投資[J].財會月刊，2016（20）：66-70.

[10]? 彭熠，周濤，徐業傲.環境規制下環保投資對工業廢氣減排影響分析——基于中國省級工業面板數據的GMM方法[J]. 工業技術經濟，2013（8）：123-131.

[11]? 何凌云，祝婧然，邊丹冊.我國環保投資對環保產業發展的影響研究——基于全國和區域樣本數據的經驗分析[J]. 軟科學，2013（1）：41-45.

[12]? 晏艷陽，宋美喆.我國能源利用效率影響因素分析[J].軟科學，2011（6）：32-35.

[13]? 邱新國，譚靖磊.產業結構調整對節能減排的影響研究——基于中國247個地級及以上城市數據的實證分析[J].科技管理研究，2015（10）：239-243.

[14]? Jalil A，Mahmud SF . Environment Kuznets curve for CO2 emissions：A cointegration analysis for China[J]. Energy Policy，2009（12）：5167-5172.

[15]? 李江龍，徐斌.“詛咒”還是“福音”：資源豐裕程度如何影響中國綠色經濟增長？[J].經濟研究，2018（9）：153-169.

[16]? 林伯強.電力消費與中國經濟增長：基于生產函數的研究[J].管理世界，2003（11）：18-27.

[17]? 秦炳濤.中國區域能源效率研究——地級市的視角[J].世界經濟文匯，2014（1）：95-104.

[18]? Zhengge Tu，Tianyang Hu，Renjun Shen. Evaluating public participation impact on environmental protection and ecological efficiency in China：Evidence from PITI disclosure[J]. China Economic Review，2019，55，111-123.

[19]? 王子敏，李嬋娟.中國互聯網發展的節能減排影響實證研究：區域視角[J].中國地質大學學報（社會科學版），2016（6）：60-69.

[20]? 張華.地區間環境規制的策略互動研究——對環境規制非完全執行普遍性的解釋[J].中國工業經濟，2016（7）：74-90.

[21]? 孫早，屈文波.環境規制影響能源消費的直接效應和間接效應[J].現代財經（天津財經大學學報），2019（3）：43-53.

（責任編輯：黎智洪）