何種教育參與有助于提升大學生的中華民族認同

李家新 劉甜甜 劉子云

摘??要：本文基于粵港澳大灣區內地九市3088位大學生的調查樣本，對大學生中華民族認同及其與相關教育參與之間的關系進行的實證分析發現，大學生的中華民族認同與相關教育的參與投入度和經驗豐富度呈顯著正相關，也與性別、民族、生源地、國家通用語言文字水平、就讀專業和年級，以及與不同民族的群際接觸經歷等因素相關，但相對于教育經驗豐富度，教育參與投入度更可能有利于大學生中華民族認同的提升。同時，相關思政課程以及研討會、青年交流活動等實踐性、互動性活動課程對中華民族認同也具有較大的正向影響。高校需重視中華民族認同教育的資源整合與系統設計，通過協同育人提升教育的系統性、吸引力和實效性；重視研討會、青年交流活動等實踐性、互動性活動課程在中華民族認同教育中的重要價值，強調在實踐經驗和切身體驗中塑造認同；重視大學生日常生活環境中的群際接觸與互動，開發基于日常情境的生活教育和隱性課程資源。

關鍵詞：鑄牢中華民族共同體意識；中華民族認同；認同教育；教育效果

中圖分類號：D633????文獻標識碼：A????文章編號：2096-3378（2024）02-0095-15

一、問題的提出

鑄牢中華民族共同體意識、培育中華民族認同是當前高校落實立德樹人根本任務的重要內容之一。黨的十八大以來，中央高度重視鑄牢中華民族共同體意識。習近平總書記在主持中共中央政治局第九次集體學習時強調：“要全面貫徹黨的二十大部署，準確把握黨的民族工作新的階段性特征，把鑄牢中華民族共同體意識作為黨的民族工作和民族地區各項工作的主線?！保?］對鑄牢中華民族共同體意識而言，建設中華民族現代文明、培育中華民族和中華文化認同具有重要意義。習近平總書記在2023年6月召開的文化傳承發展座談會上指出：“中華文化認同超越地域鄉土、血緣世系、宗教信仰等，把內部差異極大的廣土巨族整合成多元一體的中華民族?！保?］他在2023年10月召開的全國宣傳思想文化工作會議上也要求“著力賡續中華文脈、推動中華優秀傳統文化創造性轉化和創新性發展”［3］，為新時代抓實鑄牢中華民族共同體意識工作指明了方向。

隨著鑄牢中華民族共同體意識成為新時代黨的民族工作的主線和國家治理體系建設的重要組成部分［4］，與中華民族認同相關的理論研究逐漸豐富。有學者認為，中華民族認同在本質上是一種群體認同意識，是國家認同的一種表現形式，集中體現于對國家、族際和民族社會發展道路等方面的認同。作為一種具有共同特性的集體意識，中華民族認同理論上應包含三個核心元素，即辨識歸屬要素、同一延續要素和行為期許要素［5］，它們分別對應共同體成員在認知、價值、行為層面對于共同體的指認歸屬、共同信仰和實踐模式。同時，中華民族認同除了具有體現各族認同的核心要素外，還涉及內部各民族、地區間的關系，即共同體內部不同群體之間的交往交流交融歷史、共同的歷史記憶與歷史生活［6］，需要以交往交流交融構筑中華民族共有精神家園，引導中華民族精神文化由“多元”走向“一體”［7］。在具體實踐路徑上，中華民族認同的培育需借助于中華民族現代文明建設、中華優秀傳統文化的創造性轉化與創新性發展［8］、深化民族團結進步教育［9］等方式，不斷增強中華民族共同體成員的文化和心理歸屬感。

在當前高校思想政治教育和德育工作中，與中華民族認同培育相關的內容主要涉及中華民族的歷史命運共同體屬性、中華民族“多元一體”格局和文化特質等［10］。不少高校重視將中華民族認同教育融入學校人才培養全過程，將上述內容引入思想政治理論課、愛國主義教育、傳統文化教育等，尤其是強調課程體系建設在中華民族認同教育中發揮的重要作用［11］。同時，由于近年來高校課程思政建設不斷完善、思政育人手段不斷創新，高校中華民族認同教育逐漸向多樣化、體系化方向發展，包括在語言、藝術等人文社科類課程中融入相關元素、開設專門的中華優秀傳統文化課程和特色選修課程，結合高校及所在地的特色和資源稟賦組織參觀、交流、講座、研討活動等［12］。相關教育活動也不僅局限于民族地區高?；蛏贁得褡鍖W生，而是面向全體大學生的中華民族情感與認同［13］。在教育內容和形式廣泛拓展的同時，高校中華民族認同教育的質量與效果問題正逐漸得到學界的關注。

但是，當前的研究以描述性為主，主要通過調查大學生的中華民族認同狀況、民族交往交流交融情況、對相關教育活動的滿意度及其影響因素，間接反映高校中華民族認同教育效果，且多數聚焦于少數民族大學生等個別群體。比如，有的調查指出，大學生在中華民族認同行為的發展上弱于認知水平，這可能是由于相關教育存在“重認知輕行為”、“活動課程地位未被完全重視”、隱性課程“去生活化”，理論性、宣教性教育內容過多，實踐性、活動性教育內容較少等因素［14］。在課程開發方面，高校中華民族認同教育一定程度上存在目標相對模糊、途徑相對簡單和內容稀少、制度薄弱等問題［15］?？傮w看來，對大學生中華民族認同與相關教育參與的直接關系仍有待系統深入的實證分析［16］。對高校而言，日漸多樣的教育形式是否能夠真正有效提升大學生的中華民族認同，以何種方式參與會有相對更好的教育效果，亟待相關的實證研究予以揭示，以為教育實踐與改革提供參考。

作為改革開放的先行地區和高等教育大省，廣東省在高校思想政治教育及中華民族認同教育方面開展了諸多理論與實踐探索。自2019年中共中央、國務院印發的《粵港澳大灣區發展規劃綱要》提出“推動教育合作發展，打造教育和人才高地”后，通過中華民族認同教育推進區域社會文化整合，以更好地服務于粵港澳大灣區建設這一國家戰略，更成為大灣區高等教育發展的重要使命［17］。本文以粵港澳大灣區內地九市高校為例，對大學生中華民族認同與相關教育參與之間的關系進行了問卷調查和數據分析。在借鑒相關研究的基礎上，本文認為，高校中華民族認同教育不同于一般的知識教育，其主要著眼于學生對中華民族的認知、情感及行為發展，因此在效果上可能主要依賴于學生參與相關教育活動的投入度和經驗豐富度。其中，教育參與投入度是指學生在教育活動中投入時間精力的程度，反映了學生教育參與的深度與主動性，其在學生參與理論中被認為是影響教育質量的核心因素，常被用來評價學生在社會性發展等方面的教育效果［18］。教育經驗豐富度則是指高校為學生提供多元化學習體驗以豐富其教育經歷的程度。相對而言，這一指標主要反映高校在教育資源、教育支持和教育質量管理方面的投入與能力，在中國大學生學習與發展追蹤調查（CCSS）等高校學情調查中常被視為重要的維度與指標，與教育質量、教育效果的關系也在實證研究中得到了廣泛證實［19］。

本文主要使用最小二乘法（OLS）對大學生的中華民族認同情況和相關教育參與投入度、教育經驗豐富度之間的關系進行分析。這一方法主要用于線性回歸的參數估計，原理是通過最小化誤差的平方和尋找數據的最佳函數匹配。通過最小二乘法估計，能夠較為直觀地發現各類影響因素與大學生中華民族認同之間的關系，尤其是能夠在控制其他各類變量的情況下，分析教育參與投入度和經驗豐富度對大學生中華民族認同的影響。同時，為解決遺漏變量和逆向因果關系導致的內生性問題，本文借鑒郭冬梅等學者的思路［20］，即社群內其他成員的平均行為作為個人行為的工具變量（IV）進行估計。本文將與個體同所學校、同個年級、同類專業（同為人文社科、理工農醫專業）的同學參與中華民族認同教育活動的頻率、種類均值作為個體教育參與投入度、經驗豐富度的工具變量，理由是高校開展中華民族認同教育一般較少聚焦于單個學生。無論學生必須參與（如必修課）還是自愿參與（如交流會、研討會）的教育活動，多數以院系、專業、年級、宿舍等為單位進行組織，即周邊同學參與相關教育活動越頻繁、多樣，個體的教育參與很可能也越頻繁、多樣，這意味著工具變量與所替換的解釋變量高度相關。其次，同校、同級、同類專業同學參與相關教育活動的情況，與個體自身的中華民族認同并不直接相關，與個人及家庭背景等其他控制變量也不相關，有可能僅通過影響個體參與相關教育活動的情況來對其中華民族認同產生影響，這意味著工具變量具有外生性。

二、數據的描述統計

（一）問卷、數據來源與變量選擇

本文的問卷及數據來源于一項對粵港澳大灣區內地九市高校中華民族認同教育及大學生中華民族認同現狀的調查。問卷內容包括大學生的個人及家庭基本信息、對中華民族的認知與認同情況、參與高校中華民族認同教育的情況等。為確保樣本在民族、生源地、院校、年級等方面的合理分布，尤其是提升少數民族學生在樣本中的比例，并減少測量方法所導致的共同方法變異，課題組使用分層隨機抽樣與目的抽樣相結合的方式進行抽樣，委托高校學生工作部門以定向發放回收的方式收集問卷，并向調查對象強調數據的重要性，承諾調查不記名且嚴格保密。調查問卷最終回收3?096份，剔除無效、信息不全問卷，得到有效問卷3?088份，有效率為99.7%。樣本涵蓋漢族、壯族、蒙古族、藏族、維吾爾族、苗族、瑤族等多個民族，生源地覆蓋我國大多數?。ㄖ陛犑?、自治區）、港澳臺地區及海外（僑生）。整體而言，該數據具有較高的代表性，變量的描述性統計見表1。

本文的因變量是大學生的中華民族認同，在參考Phinney的MEIM民族認同量表［21］、Mark?Cleveland等人的中華民族認同量表［22］，以及國內有關學者對中華民族認同核心概念及基本要素界定的基礎上，編制了由10個題項組成的測量量表（克隆巴赫α信度系數為0.903）。測量量表中包含對中華民族內在意涵的了解程度，以及對中華民族認同所蘊含的辨識歸屬、同一延續和行為期許要素的認同程度，如“全國各民族的文化共同構成中華民族文化”（辨識歸屬）、“學習國家通用語言文字不會削弱少數民族文化”（同一延續）、“學習國家通用語言文字是所有中國公民的義務”（行為期許）等，以李克特5點量表計分。由于各題項的測量內容與標準不一，不宜使用簡單相加或取平均值的方式計分。為反映各題項的相對重要性，本文采用因子分析法求出一個均值為0、標準差為1的因子值，并將其轉化為0～100間的指數［23］，即中華民族認同分數（值越大表示意識越強）。轉換后，樣本的分數均值為91.64，標準差為12.21。

本文的解釋變量是大學生參與高校中華民族認同教育活動的投入度與經驗豐富度，分別用參與相關教育活動的頻率和種類進行測量，前者為標準分數，值越大代表相對而言越經常參與，即投入度越高；后者由9個題項組成（量表克隆巴赫α信度系數為0.750），調查學生是否參與過相關思政課程、中華文化課程、教育基地參觀、青年交流等教育活動，通過因子分析法提取出的因子代表學生參與相關教育的種類，值越大表示參與種類相對越多，即豐富度越高。本文的控制變量包括樣本的人口學特征（性別、民族、生源類型、生源地、入學前在內地時間）、現階段特征（就讀學校類型、專業、年級、經濟狀況、國家通用語言文字水平）、家庭背景（父母學歷、職業）等，這些因素常被認為可能與大學生的中華民族認同有關［24］。

三、計量檢驗

（一）基準回歸（OLS）結果：教育參與投入度和經驗豐富度均與中華民族認同顯著正相關

基準回歸結果顯示（表2），無論是否控制其他變量，教育參與投入度（模型1：β1=1.603***；模型2：β1=1.321***；模型5：β1=1.090***）和經驗豐富度（模型3：β2=1.677***；模型4：β2=1.529***；模型5：β2=1.186***）都在1%顯著性水平下與大學生的中華民族認同顯著正相關。這在一定程度上表明，提升大學生參與相關教育的投入度和豐富度對改善大學生中華民族認同而言都具有積極意義。

在其他變量方面，相較于生源地為內地東部的學生、漢族學生，來自內地中西部和邊疆地區的學生、少數民族學生的中華民族認同顯著更強，這可能是因為后者相對而言是現階段相關教育工作的重點對象；港澳臺僑生則相對較弱，其原因可能是這一群體在進入大學前的成長環境中較為缺少相關的教育體驗。男生、大三學生的中華民族認同顯著更強，國家通用語言文字使用水平等也與中華民族認同具有較強的正相關關系；但生源類型（城鄉）、生活費、家庭背景即父母的學歷與職業等因素，在控制其他條件后多對中華民族認同沒有顯著影響。

本文使用Hausman's?single-factor?test檢驗共同方法變異（CMV）問題。結果顯示：6個因子的初始特征值超過1，第一個因子的方差解釋為19.62%，小于臨界值40%，這表明不存在嚴重的CMV問題。使用方差膨脹因子（VIF）檢驗5個模型中各變量間的多重共線性問題，結果顯示：所有VIF均小于3，容忍度均大于0.1，這表明不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）工具變量估計（IV-2SLS）結果：僅教育參與投入度和中華民族認同呈顯著正相關

為處理潛在的內生性問題，本文使用基于工具變量的兩階段最小二乘法（IV-2SLS）進行估計。結果顯示（表3）：在依次控制各變量的情況下，教育參與投入度與大學生的中華民族認同的正相關關系均在5%或10%顯著性水平下顯著，且回歸系數大于OLS估計結果（模型2：β1=4.083**；模型3：β1=3.953*），這表明OLS估計可能因內生性問題低估了教育參與投入度的影響。而無論控制何種變量，教育經驗豐富度與中華民族認同的相關關系都變得不再顯著，且回歸系數小于OLS估計結果（模型5：β2=1.322；模型6：β2=0.167），這表明OLS估計可能因內生性問題高估了教育經驗豐富度的影響。這意味著大學生的中華民族認同可能更多與其參與相關教育活動的投入程度高低有關，而非教育資源的多寡。

弱工具變量檢驗結果顯示，所有模型中Cragg-Donald?Wald?F和Kleibergen-Paap?rk?Wald?F統計量均大于10%顯著性水平下的臨界值，因此可認為工具變量在10%顯著性水平下不是弱工具變量。第一階段回歸結果（表4）顯示：同校、同級、同類專業學生教育參與投入度、教育經驗豐富度均值在1%顯著性水平下與個體教育參與投入度、教育經驗豐富度呈正相關，表明工具變量符合與解釋變量顯著相關的基本條件。

（三）進一步分析與穩健性檢驗

1．控制渠道變量：正（負）向群際接觸與中華民族認同呈顯著正（負）相關

理論上，盡管同校、同級、同類專業學生的教育參與不會直接影響個體的中華民族認同，但其很可能會通過提升周邊同學的民族交往觀念和行為，改善個體所處的民族交往交流交融環境，進而對個體的中華民族認同產生影響［25］。這意味著，本文的工具變量存在通過解釋變量外的其他途徑來影響因變量的可能性，這可能會引起對工具變量外生性的疑慮，影響研究結論的準確性。本文通過加入潛在渠道變量的方式對上述問題進行控制，將個體的群際（與不同民族間）接觸經歷作為反映個體周邊民族交往交流交融環境的控制變量，其中包括正向群際接觸經歷（是否有過群際交友或相互學習經歷）和負向群際接觸經歷（是否有過感受到群際異質性的經歷、是否有過被動或主動的群際沖突經歷）。

估計結果顯示（表5），在OLS估計中，正向群際接觸經歷變量多在1%或5%顯著性水平下與個體中華民族認同呈顯著正相關；負向群際接觸經歷變量則均在1%顯著性水平下與因變量呈顯著負相關，且個體教育參與投入度和經驗豐富度的回歸系數較未控制上述變量時有所降低（模型1：β1=0.918***；模型5：β2=1.341***）。這表明，增進不同民族學生間的相互了解，消除彼此間的誤會，彌合因生活習慣、文化差異等原因造成的心理芥蒂，對于提升中華民族認同而言具有極為重要的作用。在IV-2SLS估計中，依次加入正向、負向和全部群際接觸經歷控制變量，個體教育參與投入度仍在5%或10%顯著性水平下對其中華民族認同具有顯著正向影響，但回歸系數較未控制上述變量時有所降低（模型2：β1=4.041**；模型3：β1=4.246**；模型4：β1=4.165*）；而教育經驗豐富度對因變量的影響不再顯著，與前文估計結果一致。

2．替換因變量：以民族交往交流交融意愿代表中華民族認同，結論仍然成立

由于中華民族具有的多元一體性質，中華民族認同不僅體現在人們對于共同體的歸屬意識與價值信念中，也反映在對于共同體內部族際關系與族際互動的觀念上［26］。對各族群眾而言，民族交往交流交融既是中華民族認同形成的情感紐帶［27］，也是中華民族認同的重要體現。有學者指出，通過考察民族交往交流交融情況，能較直觀地反映大學生的中華民族認同情況［28］?；诖?，本文使用大學生民族交往交流交融意愿作為反映中華民族認同的替代變量進行估計，以驗證研究結論的穩健性。該變量由5個題項組成的量表進行測量，題目涉及大學生在民族交往交流交融方面的意愿和態度，如是否愿意“和不同民族的同學共同策劃或參與活動”“和不同民族的人成為親密朋友”“和不同民族的人結婚”等（量表克隆巴赫α信度系數為0.901）。為方便比較，總分同樣被轉換為0?100之間的分數，轉換后的分數均值為86.29，標準差為16.67。

替換因變量后估計結果顯示（表6），在OLS估計中，個體參與相關教育的投入度和教育經驗豐富度都在1%顯著性水平上與大學生的民族交往交流交融意愿呈顯著正相關；使用IV-2SLS估計并依次加入控制變量后，個體教育參與投入度仍在5%顯著性水平下影響大學生的民族交往交流交融意愿，而個體教育經驗豐富度對因變量的影響不再顯著，與替換因變量前的估計結果基本一致。

3．更換因果推斷方法：使用傾向得分匹配（PSM）估計，結論仍然成立

為進一步檢驗結論的穩健性，本文采用傾向得分匹配（PSM）方法處理解釋變量的內生性問題，以便與工具變量估計結果進行比較。該方法通過構建一個除解釋變量外，其他控制變量均接近一致的參照對象來作為個體在“反事實”情況下的替代者，形成對照組與處理組進行差異比較，從而盡量消除由未觀察因素導致的顯性偏差和自選擇內生性偏差，得出解釋變量的實際影響。本文將個體參與相關教育活動投入度、經驗豐富度是否高于均值作為解釋變量，并使用最近距離匹配、卡尺匹配、傾向值匹配和核匹配法進行匹配（通過Logit模型估計傾向值得分）。結果顯示（表7），教育參與投入度仍在1%顯著性水平上正向影響學生的中華民族認同，處理組（投入度高）較控制組（投入度低）的分數平均高3.815～3.957分；而教育經驗豐富度對因變量的影響在多數情況下不顯著，平均處理效應（ATT）也相對較?。?.743～1.041）。平衡性檢驗結果顯示，協變量在處理組和控制組間已無顯著差異，變量選擇偏差在可接受范圍內，表明估計結果具有可信度。該結果與工具變量估計結果近似，在一定程度上驗證了結論的穩健性。

（四）機制分析：思政課程和實踐性、互動性活動課程更有利于提升中華民族認同

本文通過加入渠道變量的方式進一步考察不同類型教育活動的實際效果。結果顯示（表8），在剔除教育經驗豐富度變量的情況下，個體教育參與投入度對中華民族認同的回歸系數在依次加入教育類型渠道變量后均有所降低。各渠道變量中，相關思想政治課程的回歸系數（模型2：γ=4.523***）遠大于其他教育活動，這表明思政類課程在高校中華民族認同教育中扮演著至關重要的角色；時事政策課程（模型3：γ=1.401***）、中國歷史課程（模型5：γ=0.957**）對提升中華民族認同也有顯著影響。值得注意的是，參與研討會（模型8：γ=1.936***）、青年交流活動（模型9：γ=1.555***）、主題班會（模型7：γ=1.371***）等實踐性、互動性教育類型對因變量均具有顯著正向影響，且回歸系數幾乎僅低于思想政治課程；而中華文化課程（模型4：γ=0.594）、參觀活動（模型6：γ=0.711）對因變量的影響則較小且不顯著。這在一定程度上表明，相對于宣講、參觀等被動接受式的教育類型，研討、交流等實踐性、互動性活動課程對中華民族認同的提升而言可能扮演著更為積極的角色。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論

1．大學生的中華民族認同與相關教育的參與投入度和經驗豐富度呈顯著正相關，也與性別、民族、生源地、入學前在內地的時間、國家通用語言文字水平、就讀專業和年級，以及與不同民族的群際接觸經歷等因素相關。大學生參與高校中華民族認同教育的投入度和經驗豐富度在OLS估計中均與其中華民族認同呈顯著正相關，這意味著改善中華民族認同教育的參與投入度和經驗豐富度，對提升大學生的中華民族認同均具有積極意義。此外，性別、民族、生源地、入學前在內地時間、國家通用語言文字水平、就讀專業和年級，以及與不同民族的群際接觸經歷可能與中華民族認同有一定關系，但生源類型（城鄉）、家庭背景（父母學歷與職業）及經濟狀況等因素與中華民族認同的關系未得到驗證。

2．相對于教育經驗豐富度，教育參與投入度可能有利于提升大學生中華民族認同。在使用IV-2SLS估計控制內生性問題后，教育參與投入度與中華民族認同的正相關關系仍然顯著，但教育經驗豐富度對后者不再具有顯著影響?？刂浦匾雷兞浚ㄈ弘H接觸經歷）、使用間接指標（民族交往交流交融意愿）作為替代因變量、更換因果推斷方法（PSM）進行估計，研究結論仍然穩健。這意味著相對于教育經驗豐富度，高校應更加重視大學生參與中華民族認同教育的投入度，其可能更有利于提升大學生的中華民族認同。

3．思政課程和研討會、青年交流活動等實踐性、互動性活動課程對大學生中華民族認同具有較大的正向影響。機制分析結果顯示，相關思想政治課程影響中華民族認同的回歸系數最大。參與研討會、青年交流活動、主題班會等實踐性、互動性活動課程對因變量也具有較大且顯著的正向影響。文化、參觀類教育類型對因變量的影響則較小且不顯著。這意味著高校既應重視與中華民族認同相關的思想政治課程建設，也需要高度關注實踐性、互動性活動課程在提升學生中華民族認同方面的積極作用。

（二）政策建議

1．重視高校中華民族認同教育的資源整合與系統設計，通過協同育人提升教育的系統性、吸引力和實效性。隨著高校對學生中華民族認同重要性的認識不斷提升，相關的教育內容、手段日漸豐富，同時出現了教育資源和育人功能的分散化、割裂化、碎片化問題，影響預期效果的實現［29］。高校不僅需要關注相關教育資源的開發與教育手段的拓展，更應強調系統規劃、頂層設計和協同育人工作機制的建立，通過資源的有效整合和教與育的良性互動，提升教育活動的吸引力，使學生更積極、更主動地參與其中，獲得更具系統性與實效性的教育體驗。

2．重視研討會、青年交流活動等實踐性、互動性活動課程在高校中華民族認同教育中的重要價值，強調在實踐經驗和切身體驗中塑造認同。提升中華民族認同強調認知、情感與行為的均衡發展，相關教育活動不僅應重視知識性、宣教性的理論課程，同樣應關注實踐性、互動性活動課程。通過實踐經驗和切身體驗，學生往往更容易全身心地投入其中，也更容易在情感、文化和行為層面體認中華民族共同體的真實意涵。高校需要在堅持思政課程和學科課程育人的同時，強化實踐性、互動性活動課程在相關教育中的作用和地位，吸引學生主動參與、積極投入。

3．重視大學生日常生活環境中的群際接觸與互動，開發基于日常情境的生活教育和隱性課程資源。中華民族認同不僅體現在對共同體的歸屬意識，也反映在對共同體內部群際關系的態度上。增進不同民族、群體間的溝通與相互了解，彌合因生活習慣、文化差異等造成的心理芥蒂，對提升中華民族認同具有重要意義。高校應在關注學生群際接觸實際狀況的基礎上，開發基于日常情境的生活教育和隱性課程資源。比如，構建嵌入式的居住與生活格局，使學生體驗多民族的生活場景，在生活體驗中學習如何善待他者［30］；將中華民族認同的培育滲透于學生的日常生活之中，以潛移默化的方式提升學生參與相關教育的投入度。

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責任編輯：劉洢菡