中国制造业对外直接投资与东道国经济增长的关系

作者简介：金靖宸（1992-），男，辽宁大连人，博士研究生，主要从事国际贸易和国际投资研究。E-mail：2307425740@qq.com

摘要：本文使用来自CSMAR数据库和世界银行数据库的数据，通过构建双重差分（DID）模型，经验分析中国制造业对外直接投资与“一带一路”沿线国家经济增长的关系。结果表明：中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长的作用受到滞后效应和制造业增加值中介效应的影响，考虑滞后2期效应时，中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长具有正向促进作用;考虑制造业增加值的中介效应兼顾滞后2期效应时，中国制造业对外直接投资通过正向促进“一带一路”沿线国家制造业增加值的增长进而促进其经济增长。最后，本文从扩大规模、完善布局和政策支持等方面对中国制造业的进一步发展提出建议。

关键词：中国制造业;对外直接投资;东道国经济增长;“一带一路”沿线国家;双重差分（DID）模型

中图分类号：F062.9;F831.6文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2021）04-0108-08

一、问题的提出

目前，中国已成为制造业产值世界第一的制造大国，拥有完整的制造业体系、齐全的制造业门类，同时制造业一直是中国对外直接投资的重点领域。但是，中国制造业正面临多方面的挑战，制造业成本优势逐渐丧失，发达国家的贸易保护增强，制造业急需转型升级。因此，中国制造业需要扩大对外直接投资，优化制造业的产业结构与全球产能布局，充分利用其他国家的优势生产要素，促进实现规模经济与利润最大化。

“一带一路”倡议提出以来，中国与沿线国家的合作稳步推进、日益深化。“一带一路”倡议为中国制造业对外直接投资指明了新的方向，使中国制造业对沿线国家直接投资的条件愈发便利，现阶段中国制造业应把握好对沿线国家的投资机遇，促进实现与沿线国家的互利共赢。“一带一路”沿线国家大部分是发展中国家，对互联互通、改善基础设施和加快发展制造业的诉求强烈，中国制造业拥有充足的相对优势产能，可以借助对外直接投资带动沿线国家经济增长。因此，本文将结合已有文献，研究中国制造业对外直接投资与“一带一路”沿线国家经济增长的关系。

（一）制造业对外直接投资对东道国经济增长的影响

目前，关于对外直接投资对东道国经济增长的影响的研究较为丰富，但将行业限定在制造业的研究相对较少。Robinson[1]认为，当制造业对外直接投资存在正向的技术溢出效应时能够提高制造业部门的全要素生产率。Pelegrin和Bolance[2]认为，在适合的区位选择下，制造业对外直接投资能够提高制造業企业生产率。Hayakawa等[3]利用日本制造业企业的数据进行研究认为，日本跨国企业选择水平还是垂直的对外直接投资不仅取决于企业类型，还取决于企业的国内利益活动，跨国企业不同的投资模式对其国内投资有不同的影响。Liu等[4]利用中国台湾地区制造业企业的数据进行研究认为，中国台湾制造业企业向高收入国家的对外直接投资能够促进当地就业、生产和区域内投资，但可能加剧收入不平等。崔岩和臧新[5]认为，日本制造业对外直接投资除了提高其制造业增加值外，还能够带动服务业对外直接投资增长。孙亚轩[6]认为，日本制造业对外直接投资促进了该国制造业企业生产率的提高和出口贸易技术结构的升级。刘向丽[7]利用日本和美国制造业企业数据进行研究认为，日本对中国制造业投资对中日制成品产业内贸易有正向促进作用，而美国对中国制造业投资高于对其他行业的投资水平，导致近年来美国对中国整体投资减少。彭韶辉和王建[8]认为，中国制造业“技术获取型”对外直接投资存在促进就业的“规模”效应和抑制就业的“迁移”效应，总体效应能够促进就业。张海波[9]利用中国制造业上市企业的数据进行研究认为，制造业企业提高投资广度能够显著提升企业生产率，提高投资深度对企业生产率无显著影响，绿地投资模式下对外直接投资广度作用更强，跨国并购模式下提高对外直接投资深度作用更强。

（二）中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长的影响

苏杭[10]认为，中国对“一带一路”沿线国家投资有助于化解制造业过剩产能，抢占新一轮制造业国际竞争制高点。黄亮雄和钱馨蓓[11]认为，中国对沿线国家投资能够显著提高沿线国家的人均GDP。陈高和范莎莎[12]认为，中国对沿线国家投资能够提高沿线国家的全要素生产率。刘振林[13]认为，中国对沿线国家的对外直接投资有助于推动企业“走出去”，促进基础设施互联互通，融入全球价值链和产业链，广泛开展产能合作，规避发达国家投资壁垒。周五七[14]认为，中国对东南亚地区的投资最集中，中亚地区增长较快，未来应努力扩大对中东欧地区的投资。张亚斌[15]认为，中国对沿线国家投资便利化水平差异显著，对欧洲沿线国家的投资便利化水平普遍较高，对中亚、南亚、东欧和非洲投资便利化有待改善。李勤昌和许唯聪[16]认为，中国对沿线国家对外直接投资存在空间集聚效应、空间溢出效应和第三国对东道国对外直接投资的挤出效应。崔岩和于津平[17]认为，基础设施质量改善可以促进中国对沿线国家的对外直接投资。隋广军等[18]认为，中国对外直接投资对沿线国家经济增长的贡献率约为12%，对外直接投资促进沿线国家经济增长的效应约有30%是通过基础设施建设实现的。王颖等[19]认为，中国对不同区域的对外直接投资的主要影响因素是不同的：西亚地区是东道国距离、自然禀赋和政治稳定性，中东欧地区是技术禀赋，中亚地区是自然资源和东道国距离，东南亚地区是东道国市场规模和技术禀赋。方慧和赵胜立[20]认为，中国对中亚、南亚和东南亚等发展中国家的投资应以绿地投资为主，对有明显技术优势的国家可以实施跨国并购。李广杰和刘晓宁[21]认为，中国应重点对新加坡开展技术导向型投资，对印尼、泰国和马来西亚等开展市场导向型投资，对越南、老挝、缅甸和柬埔寨等开展产能转移型投资，对东盟各国开展重点领域的资源合作型投资和基础设施投资。蒋冠宏[22]认为，中国更倾向对制度环境优越的沿线国家进行对外直接投资，给定制度和资源时，对生产率较高的企业选择绿地投资，对利润率较高的企业选择合资或并购。

根据以上研究，笔者发现：首先，部分已有研究的对外直接投资数据均来自制造业企业，但研究结论更多地强调“对外直接投资”而很少强调“制造业”。其次，已有研究关注到了对外直接投资对东道国经济增长的影响存在中介效应，如东道国制造业产出、制造业生产率等，但没有充分强调这类对外直接投资来自制造业部门。最后，已有研究从不同方面阐释了中国对“一带一路”沿线国家的投资对整个“一带一路”建设的积极作用，以及中国制造业对外直接投资对制造业转型升级的必要性，但对制造业部门对外直接投资对沿线国家的经济增长的关系的研究还较少。这很大程度上源于数据获取的困难，该研究需要将对外直接投资先限定在制造业，然后再按国别划分来统计投资额，目前此类统计数据较为缺乏。对此，本文将充分借鉴各类国内外研究经验，采取适当的方法量化制造业对外直接投资，研究中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长的影响。

二、研究设计

（一）数据来源及二元变量设定

在获取历年中国制造业对各个东道国对外直接投资额的数据较为困难的情况下，本文参考毛其淋和许家云[23]的研究，将观测年份中国制造业对目标国是否有对外直接投资设定为二元变量，构建双重差分模型。其中，中国制造业对目标国是否有对外直接投资的二元变量记为OFDI，依据来自国泰安数据库（CSMAR），按照东道国（“一带一路”沿线国家）依次检索，观测年份内，对一个东道国如果至少有一个企业在该国建立子公司或并购该国企业，则记为中国制造业对该国有对外直接投资，OFDI取1;否则，OFDI取0。在考虑冲击发生时间的二元变量时，如果以中国制造业对某东道国有对外直接投资前后为基准构建，则与变量OFDI存在高度共线性。因此，本文参考黄庆波[24]的研究，以“一带一路”倡议提出的时间作为冲击发生的时间，设定二元变量记为YEAR，2014年及2014年以后取1，2014年以前取0。

（二）模型构建

在设定这两个二元变量的基础上，本文构建基准回归的双重差分回归模型如下：

lnGDPit=φ1OFDIit+φ2YEARit+φ3OFDIit×YEARit+φ4Xit+ε（1）

其中，i表示国家，t表示年份，lnGDP为因变量，即各沿线国家观测年份GDP取自然对数。OFDI和YEAR为我们设定的二元自变量，OFDI×YEAR为二者交互项。X为所有控制变量，包括劳动力总量的自然对数（lnL）、资本形成总额的自然对数（lnK）、出口总额的自然对数（lnEX）和政府支出总额的自然对数（lnG）。ε为随机扰动项。GDP、劳动力总量、资本形成总额、出口总额和政府支出总额数据均来自世界银行数据库（其中政府支出总额由公共部门支出占GDP百分比与GDP相乘得到）。以上指标的年份区间为2013—2017年，来自56个“一带一路”沿线国家（根据《一带一路国家统计年鉴2017》确定并剔除数据缺失的国家）。

另外，使用双重差分模型需要满足政策冲击发生时间的随机性、处理组与控制组选择的随机性和平行趋势假定。对于政策冲击发生时间的随机性，中国提出“一带一路”倡议的时间可以看做是随机的，因为“一带一路”倡议的提出需要合适的时机。对于处理组与控制组选择的随机性，以中国制造业有沿线国家对外直接投资的为处理组，没有沿线国家对外直接投资的为控制组，根据中国制造业对“一带一路”沿线国家区位选择的研究可知，中国制造业选择到哪个国家进行对外直接投资的影响因素众多，且各沿线国家在投资区位条件的某些方面相似、某些方面又有明显差异，在添加国家固定效应和时间固定效应的情况下，从“一带一路”沿线国家内部来看，中国制造业对某个国家有没有对外直接投资也可以看成是随机的。对于平行趋势假定，观测年份内，控制组的GDP均值保持缓慢下降的趋势，而处理组的GDP均值呈现先降后升的趋势，二者没有交叉，故我们认为“一带一路”倡议提出后，中国制造业对有对外直接投资的沿线国家和没有对外直接投资的沿线国家GDP均值的变化趋势出现了较明显的差异，总体上满足平行趋势假定。

三、回归分析

（一）基准回归分析

为了尽可能地利用沿线国家的数据，笔者按不包含政府支出总额和包含政府支出总额两种方式分别做基准回归（不包含政府支出总额的东道国数量增加到62个），回归结果如表1所示。

由表1可知，是否包含政府支出总额对本文的主要回归结果影响较小，故本文的基准回归及其他回归都将包含政府支出总额。交互项系数为负、显著、绝对值较小，因此，笔者认为，不考虑其他效应的情况下，中国制造业对外直接投资对东道国经济增长有微弱的负向作用，虽然负向作用是微弱的，但仍与期待的结果不完全一致。对于负的回归系數的成因可能包括：第一，中国制造业对外直接投资区位分布不均衡，而设置二元变量的方法将对各东道国制造业对外直接投资额的差异被单一化。第二，观测年份内，基准回归使用的56个“一带一路”沿线国家中有32个国家GDP呈下降趋势，许多国家的贸易和投资也都处于下行区间，无法有力拉动经济增长，对相当一部分沿线国家而言，中国制造业对外直接投资只是其经济增长动力的一部分，若其总体投资规模不够大、投资项目回报周期长，在投资收益充分形成前对东道国经济增长的作用呈微弱的负向。

（二）滞后效应回归分析

结合对基准回归结果成因的分析，我们试图探索中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长的作用是否受滞后效应的影响。因此，从基准回归模型出发，构建包含滞后效应的回归模型如下：

这里，我们借鉴毛其淋和许家云[23]的研究，设定滞后效应只对交互项造成影响。考虑到数据的可用性，本文只进行滞后1期和滞后2期效应的回归。下标τ分别可取t-1和t-2。当τ=t-1时，t取2014—2017年，表示滞后1期;当τ=t-2时，t取2015—2017年，表示滞后2期。回归结果如表2所示。

由表2可知，考虑滞后1期时，交互项的系数仍为负、显著，但绝对值变小。考虑滞后2期效应时，交互项的系数变为正、仍显著，但绝对值很小。因此，笔者认为，考虑滞后1期效应时，中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家的经济增长仍存在微弱的负向作用，且这种负向作用比不考虑滞后效应时更弱;考虑滞后2期滞后效应时，中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家的经济增长存在正向作用。我们对滞后2期的回归结果解释为，观测年份中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家每增加1%，两年后有中国制造业对外直接投资的沿线国家的GDP会比没有中国制造业对外直接投资的沿线国家的GDP多增加0.004%。

（三）分区域回归分析

结合地理区位，我们将经验研究涉及的“一带一路”沿线国家划分为东南亚、南亚、蒙古与中亚（由于数据缺失严重该组不做回归）、西亚北非、中东欧和独联体国家。另外，为了研究中国制造业对外直接投资对东道国经济增长的作用是否与东道国本身经济增长或下降有关，我们再按观测期间GDP增长和下降将“一带一路”沿线国家做分类回归，回归结果如表3所示。由表3可知，中东欧、GDP增长和GDP下降的分组交互项系数都显著为负，东南亚、西亚北非和独联体的分组交互项系数都为正但不显著。即中国制造业对外直接投资对南亚和中东欧地区的经济增长有微弱的负向作用，对经济处于增长区间和下降区间国家的经济增长也有微弱的负向作用，对东南亚、独联体和西亚北非的经济增长有不显著的正向作用。显著的交互项系数都为负，为正的交互项系数不显著，故分组回归结果总体上接近基准回归的结论。另外，从经济处于增长区间和下降区间的国家分组的回归结果来看，二者交互项系数绝对值有明显差异，但仍保持显著为负，因此，观测期内沿线国家GDP增长还是下降对中国制造业对外直接投资与“一带一路”沿线国家经济增长的关系没有突出的影响。

（四）中介效应回归分析

参考Robinson[1]、Pelegrin和Bolance[2]与毛其淋和许家云[23]的研究，考虑中国制造业对外直接投资通过促进东道国制造业增加值增长来促进东道国经济增长的情形，即中介效应，它可在一定程度上解释不考虑滞后效应的情况下，在中国制造业对外直接投资对东道国经济增长影响的传导机制中，是中国制造业对外直接投资没有充分促进东道国制造业产出增长，还是东道国制造业产出没有充分拉动经济增长。我们构建中介效应回归模型如下，该模型包括三个步骤，第一个步骤实际上是回归模型（1），另外两个步骤用模型（3）和模型（4）表示。

这里，我们参照Herzer[25]的方法，引入了中介变量MN/GDP，即东道国制造业增加值占GDP的比值，其数据来自世界银行数据库，使用的样本国家为54个，这里没有使用lnMN是考虑到lnMN和lnGDP可能存在共线性。模型（3）和模型（4）（步骤2和步骤3）的回归结果如表4所示。

由表4可知，步骤2交互项系数为正且显著，步骤3中介变量和交互项的系数为负且显著，说明中国制造业对外直接投资对东道国制造业增加值占GDP的比值有正向作用，但东道国制造业增加值占GDP的比值却对东道国GDP有微弱的负向作用。因此，笔者认为，东道国制造业增加值在中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长的影响中起到了显著的中介作用，中国制造业对外直接投资促进了东道国制造业增加值占GDP比值的增长，但制造业增加值占GDP比值的增长反而导致东道国GDP微弱的负增长。可能的原因是中国制造业对外直接投资使得沿线国家制造业产值增加，但当期制造业部门却对非制造业部门产生了挤出效应，从而导致对整个经济增长产生微弱的负向作用。

（五）中介效应加滞后效应回归分析

考虑到滞后效应与中介效应可能同时影响中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长的影响，我们尝试做包含中介效应和滞后效应的回归，回归模型在中介效应回归模型的基础上做滞后效应的回归，回归结果如表5所示。

由表5可知，滞后1期时，步骤2交互项系数仍为正且显著，绝对值比没有滞后效应时小，步骤3中介变量系数仍为负且不显著，绝对值比没有滞后效应时小，交互项系数仍为负且显著。说明考虑中介效应和滞后1期效应的回归结果与单纯的中介效应的回归结果没有太大差异，制造业增加值仍起到了显著的中介作用，中国制造业对外直接投资促进了一年后东道国制造业增加值占GDP比值的增长，但一年后制造业增加值占GDP比值的增长依然导致同年东道国GDP微弱的负增长。滞后2期时，步骤2交互项系数仍为正且显著，绝对值和显著程度比滞后1期时又有减少，步骤3中介变量系数仍为负且不显著，绝对值比滞后1期时更小，交互项系数为正且显著，绝对值比无滞后效应时小而更接近0。因此，考虑滞后2期时，制造业增加值仍起到了显著的中介作用，但作用机制有所变化，中国制造业对外直接投资促进了两年后东道国制造业增加值占GDP比值的增长，而两年后制造业增加值占GDP比值的增长促进了同年东道国GDP的正向增长。即同时考虑制造业增加值的中介效应与滞后2期效应时，中国制造业对外直接投资通过促进“一带一路”沿线国家制造业增加值的增長进而促进沿线国家经济增长。

四、结论与政策建议

（一）结论

本文使用来自CSMAR数据库和世界银行数据库的数据，通过构建双重差分模型，基于“一带一路”沿线国家研究了中国制造业对外直接投资对东道国经济增长的影响，得到主要结论如下：

第一，当不考虑滞后效应和考虑滞后1期效应时，中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长有微弱的负向作用。第二，当考虑滞后2期效应时，中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长有正向作用。第三，若将“一带一路”沿线国家划分为多个区域，中国制造业对外直接投资对南亚和中东欧区域的经济增长有微弱的负向作用，对东南亚、独联体和西亚北非区域的经济增长有不显著的正向作用，对经济处于增长区间和下降区间的区域经济增长都有微弱的负向作用。第四，当加入制造业增加值占比这一中介效应时，并且同时不考虑滞后效应或考虑滞后1期效应时，中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长仍有微弱的负向作用;当同时考虑滞后2期效应时，中国制造业对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长有正向作用，中国制造业对外直接投资通过正向促进“一带一路”沿线国家制造业增加值的增长进而促进其经济增长，但存在滞后期。

（二）政策建议

1.扩大制造业对外直接投资的总体规模

当前，中国制造业转型升级的和“一带一路”建设高质量发展的要求都在推动中国制造业扩大面向“一带一路”沿线国家的对外直接投资。作为“一带一路”倡议的发起国，中国应充分利用“一带一路”倡议带来的机遇，在政策沟通、设施联通、贸易畅通、资金融通、民心相通的理念支持下，充分利用沿线国家吸收外资的优惠政策，将制造业产能向沿线国家输送，推动与沿线国家投资合作健康有序地发展，以实现双方制造业领域的互利共赢。与更多沿线国家签订合作备忘录以及多领域、多层次的合作协议，加强高层互访，保持战略对话，全方位建设制造业发展的战略合作平台。适度放宽审批，给予合理减税，降低制造业企业运营成本，激发制造业企业创新动力，加强制造业实体产业的发展，综合提升其对外直接投资能力，使中国制造业对外直接投资规模进一步扩大。

2.优化制造业对外直接投资的区位分布

对于制造业对外直接投资分布较多的地区，要科学评估其投资潜力，在其可容纳的程度下合理扩大相关产业对外直接投资。在发挥企业主体作用的前提下，政府要引导这些企业完善投资区位分布，实现对外直接投资的区位分布的平衡与多元化。对于制造业对外直接投资分布较少的沿线国家，要充分发掘其适合投资的制造业行业，积极宣传，引导制造业企业填补对其投资的空白。当制造业企业在某些沿线国家分布过于密集导致竞争加剧时，适当引导企业投资活动向其他有潜力的地区转移。政府推动企业完善区位分布的主要手段包括签订各类合作协议、给予资金支持、完善交通运输、物流体系、本土与东道国专业人才培养等。制造业企业也要树立灵活选择投资区位的意识，如石化工业，在东南亚、中亚、西亚北非和独联体等区域都可投资，企业要认真分析自身特点，适当将对外直接投资向中亚和西亚北非这些原有投资相对较少的区域扩展。又如高科技制造业企业，除了北美和西欧的发达国家，还应积极开拓对印度、以色列、阿联酋、波兰、立陶宛和捷克等有竞争优势的东道国的对外直接投资。而随着越来越多的国家参与到“一带一路”倡议当中来，我们应充分关注新加入的沿线国家的投资区位条件，使制造业对外直接投资在相应国家及时跟进。

3.完善制造业对外直接投资的政策和法律支持

《中华人民共和国外商投资法》已通过审议，将为中国制造业对外直接投资提供法律层面的支持，以积极的政策引导促进更多制造业企业到“一带一路”沿线国家开展对外直接投资，增强制造业对外直接投资企业的活力，充分释放中国制造业产能。中央和地方政府应明确划分对外直接投资管理中的职能，并将不属于政府职能的部分交给市场，将能够自主决策的事项尽可能放权于企业，深化产权改革。各级政府更多地采取激励措施而非限制措施，保证合理监管，促进公平竞争。结合供给侧结构性改革的要求与“双循环”的要求，引导各制造业行业在“一带一路”沿线国家合理分配产能，保证制造业产能在国内国外的调整同步进行。强化税收的杠杆作用，避免双重征税。放宽制造业对外直接投资的外汇使用，为制造业企业在对外直接投资过程中提供更稳定的资金支持。完善对沿线国家的风险预警机制，引导制造业企业在对外直接投资过程中做好风险防范。坚持贯彻对制造业民营企业、中小企业发展的鼓励政策，为其“走出去”创造更为便利的条件。

4.促进制造业对外直接投资与其他行业投资、建设项目相互配合

“一带一路”建设过程中经常存在多个行业投资并存于一个短期的情况，如在西亚北非和中亚地区的石油产区，中国石油开采业与石化工业与采矿业、服务业、批发零售业、交通运输业、金融业等行业对外直接投资往往并存。因此，政府要引导制造业对外直接投资与其他行业对外直接投资相互支持，积极开展跨国公司扩张和海外子公司经营管理的经验交流，努力構建来自中国的上下游完整产业链，强调国家层面的竞争优势。制造业对外直接投资还可以借力于中国在“一带一路”沿线国家的承包工程与基础设施共建项目，充分利用项目所在区域的基础设施促进东道国子公司的生产，发挥制造业对外直接投资与对外承包工程、基础设施共建项目对东道国经济增长的合力作用。此外，要充分利用中国与沿线国家的自贸协定及国内自贸试验区的作用，使中国制造业对外直接投资与制造业相关产品的出口相互补充，制造业企业可同时通过在海外投资建厂生产和国内或其他国家生产再出口的方式向东道国提供相关产品，从而有效应对东道国贸易保护加强的情况。

5.加强制造业的自主创新能力

近年来，美国等发达国家对中国企业实施的制裁措施在不断提醒中国企业进一步提高自主创新能力，避免因技术的缺失导致对外直接投资受别国制约。加强自主创新一方面，可以让中国制造业最大程度摆脱西方发达国家的技术制约，以自身的高新技术带动“一带一路”沿线国家的制造业发展;另一方面，可推动制造业对外直接投资向着高技术、高附加值、智能化方向发展，提高竞争力并有力带动东道国经济增长。中国制造业要建设自身的创新体系，推动制造业企业加快设备更新和技术改造，坚持制造业产品以质量与科技为支撑，推动制造业标准的国际化，使制造业对外直接投资活动被国际社会广泛认可。以新兴制造业、高科技制造业的发展带动制造业创新升级，深化数字经济在制造业领域的应用，培育新兴制造业集群，完善制造业内部产学研一体化创新机制。加强知识产权保护，健全知识产权侵权惩罚性赔偿制度。此外，中国制造业要将自主创新成果通过对外直接投资及时推广到“一带一路”沿线国家，扩大与沿线国家的创新合作，在对外直接投资过程中合理开展技术学习与借鉴。

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（責任编辑：刘艳）