香港青年內(nèi)地發(fā)展政策與大灣區(qū)“融合發(fā)展”
——基于HKPSSD數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

傅承哲 張吉星 霍偉東

【政策之窗】

? 當(dāng)前內(nèi)地發(fā)展政策已成功吸引原本好感度較高的青年“北上”發(fā)展，但部分無感和負(fù)面感受的青年依然游離在政策之外。

? 相關(guān)部門應(yīng)精準(zhǔn)投放資源，幫助徘徊政策“門外”的香港青年體驗(yàn)內(nèi)地的發(fā)展與生活，使得他們從價(jià)值觀念層面理解甚至融入內(nèi)地的社會(huì)文化，消除隔閡，實(shí)現(xiàn)粵港澳大灣區(qū)融合發(fā)展。

一、引言

支持香港青年“北上”內(nèi)地發(fā)展，融入國(guó)家發(fā)展大局，一直是中央政府促進(jìn)港澳地區(qū)“人心回歸”的重點(diǎn)工作，也是建設(shè)“粵港澳大灣區(qū)”的重要內(nèi)容。中共中央、國(guó)務(wù)院(2019)印發(fā)的《粵港澳大灣區(qū)發(fā)展規(guī)劃綱要》(下簡(jiǎn)稱《綱要》)，明確提出“在大灣區(qū)為青年人提供創(chuàng)業(yè)、就業(yè)、實(shí)習(xí)和志愿工作等機(jī)會(huì)，推動(dòng)青年人交往交流、交心交融，支持港澳青年融入國(guó)家、參與國(guó)家建設(shè)”。因此，香港青年“北上”內(nèi)地發(fā)展的政策效應(yīng)是評(píng)估粵港澳大灣區(qū)建設(shè)成效的一個(gè)重要環(huán)節(jié)，也是整個(gè)綱要的關(guān)注重點(diǎn)。

實(shí)際上，改革開放以來，中央政府逐步推出了多項(xiàng)便利港澳民眾內(nèi)地發(fā)展的具體措施和政策。從全國(guó)人大、國(guó)務(wù)院各部門、中聯(lián)辦、港澳特區(qū)政府等相關(guān)部門的官方網(wǎng)站中可以檢索到的文獻(xiàn)來看，自香港回歸以來，中央共出臺(tái)了100多項(xiàng)與港澳青年相關(guān)的政策，按照政策主題大概可以分為教育類(包含學(xué)位認(rèn)證、獎(jiǎng)勵(lì)資助、報(bào)考招生等方面)、就業(yè)創(chuàng)業(yè)類(包括勞務(wù)管理、經(jīng)貿(mào)合作、職業(yè)資格、行業(yè)規(guī)范、稅務(wù)管理等方面)和社會(huì)服務(wù)類(包括交通、居住、醫(yī)保、住房公積金、往來內(nèi)地的身份證明等方面)?？梢?，為推動(dòng)港澳青年“北上”發(fā)展，中央政府和港澳特區(qū)政府都給予了大量政策和社會(huì)資源上的支持和投入。公開數(shù)據(jù)顯示，港澳民眾往來內(nèi)地入境人次不斷創(chuàng)新高(國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2019)，香港青年群體的占比也逐漸增大(明匯智庫，2018)。

值得關(guān)注的是，在香港青年頻繁“北上”的同時(shí)，近年來香港的政治社會(huì)狀況也發(fā)生了深刻的變化。日益增長(zhǎng)的跨境交流和“人心回歸”的關(guān)鍵效標(biāo)——國(guó)家認(rèn)同之間呈現(xiàn)出微妙的張力關(guān)系，對(duì)粵港澳大灣區(qū)的融合發(fā)展產(chǎn)生了重大影響，背后的作用機(jī)制亟需深入研究。由此，引出本文的核心問題：“北上”發(fā)展對(duì)于香港青年的國(guó)家認(rèn)同產(chǎn)生了怎樣的影響？圍繞該問題，本文通過大規(guī)模隨機(jī)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，首先從心理層面考察內(nèi)地發(fā)展政策的效應(yīng)，揭示其認(rèn)知底層的心理融合機(jī)制；其次，通過準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究范式，進(jìn)一步檢驗(yàn)政策效應(yīng)機(jī)制的穩(wěn)健性，以期結(jié)合行為公共管理的視角(張書維、李紓，2018)，準(zhǔn)確把握政策作用過程中的認(rèn)知特征，提升政策的行為轉(zhuǎn)化效能，助力港澳青年“人心回歸”的全面實(shí)現(xiàn)。

二、文獻(xiàn)述評(píng)與研究假設(shè)

(一)青年內(nèi)地發(fā)展政策的效應(yīng)和機(jī)制

1. 內(nèi)地發(fā)展政策的效應(yīng)

內(nèi)地發(fā)展政策的效應(yīng)，來源于群體間接觸所帶來的態(tài)度和認(rèn)知效應(yīng)。群際接觸理論(Intergroup Contact Theory)認(rèn)為，兩地文化交流和融通是提升認(rèn)同的有效措施：通過與外群體(Outgroup)成員的接觸，與外群體成員合作和建立友誼，能增進(jìn)對(duì)外群體的認(rèn)識(shí)，消除對(duì)外群體的偏見和焦慮，從而建立共享性的社會(huì)認(rèn)同(Tajfel & Turner，1979)。一項(xiàng)基于515個(gè)相關(guān)實(shí)證研究、共計(jì)超過25萬個(gè)被試者的薈萃分析(Meta-Analysis)顯示，在一般情況下，群體間的接觸的確能夠帶來破除刻板效應(yīng)、降低偏見的正面效果(Pettigrew et al.，2011)。

已有關(guān)于內(nèi)地發(fā)展政策效應(yīng)的研究，大多以國(guó)家認(rèn)同作為政策效標(biāo)進(jìn)行討論。正如麥高登(Gordon Mathews)認(rèn)為，香港青年前往內(nèi)地，有助于構(gòu)成自下而上的國(guó)家化過程，幫助他們完成國(guó)家身份與認(rèn)同的構(gòu)建(Mathews et al.，2008)。不少學(xué)者認(rèn)為，青年“北上”交流，有助于加深對(duì)內(nèi)地政治、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)文化的了解，從而提升國(guó)家認(rèn)同感(李文珍等，2017)。調(diào)查顯示，近年來越來越多的香港民眾前往內(nèi)地，并且到訪內(nèi)地有助于改善香港民眾對(duì)內(nèi)地的印象(香港亞太研究所，2013)，包括能顯著性提升對(duì)國(guó)家的政治、經(jīng)濟(jì)文化的自豪感、親近感，消解抗拒感(Chan，2014)。趙永佳等(2017)發(fā)現(xiàn)，有內(nèi)地經(jīng)驗(yàn)的香港青年比起沒有內(nèi)地經(jīng)驗(yàn)的青年，對(duì)內(nèi)地的政治、經(jīng)濟(jì)有著更高的評(píng)價(jià)，也表達(dá)出更高的國(guó)家認(rèn)同感。據(jù)此，提出假設(shè)H1：

H1：相對(duì)于沒有經(jīng)?；貎?nèi)地的青年，經(jīng)?；貎?nèi)地的香港青年的國(guó)家認(rèn)同感更高。

2. 內(nèi)地發(fā)展效應(yīng)中的心理融合機(jī)制

在已有研究中，基本都把內(nèi)地發(fā)展政策的效應(yīng)解讀為青年內(nèi)地發(fā)展帶來國(guó)家認(rèn)同變化的簡(jiǎn)單因果關(guān)系。然而，要真正理解和提升政策實(shí)踐效用，則需要深度理解效應(yīng)背后的作用機(jī)制。在粵港澳大灣區(qū)建設(shè)的“融合”背景下，心理融合是解釋青年內(nèi)地發(fā)展效應(yīng)及其作用機(jī)制的重要變量。

從理論層面上看，心理融合是內(nèi)地發(fā)展政策發(fā)揮認(rèn)同效應(yīng)的底層邏輯：不同群體間的成員在接觸后，可以了解、學(xué)習(xí)外群體成員的思維和想法，了解外群體內(nèi)部的差異，從而破除刻板印象，消解“我者”與“他者”之間的隔離感，并且增進(jìn)情感上的聯(lián)系，最終在心理層面達(dá)致融合狀態(tài)，進(jìn)而提升群體間認(rèn)同感(Pettigrew et al., 2011)。一般而言，這種心理融合的狀態(tài)表現(xiàn)為：對(duì)于個(gè)體而言，是指?jìng)€(gè)體以心理適應(yīng)為前提，在實(shí)現(xiàn)心理適應(yīng)的基礎(chǔ)上，其價(jià)值觀念、社會(huì)角色能夠相應(yīng)地發(fā)生轉(zhuǎn)變，建立起對(duì)所融入社會(huì)的歸屬感；而對(duì)于群體而言，則特指群體間在認(rèn)知、情感和行為三個(gè)層面上相互接受、愿意和諧共處的狀態(tài)。這種心理狀態(tài)是群體團(tuán)結(jié)的重要心理特征，也是融合進(jìn)程中最為核心的層次(傅承哲、楊愛平，2018)。因此，心理融合成為香港青年融入國(guó)家發(fā)展大局、提升國(guó)家認(rèn)同感的關(guān)鍵環(huán)節(jié)：只有在內(nèi)地發(fā)展的同時(shí)，在價(jià)值觀念層面融入內(nèi)地的社會(huì)文化體系中，形成心理融合，才能從心理層面建立起香港青年對(duì)國(guó)家的歸屬感和認(rèn)同感，做到有質(zhì)量的“北上”，真正實(shí)現(xiàn)“人心回歸”。因此可以預(yù)期，心理融合將作為兩地社會(huì)融合的最高水平(楊菊華，2009)。

從操作層面上看，在社會(huì)學(xué)和心理學(xué)研究中，一般使用互動(dòng)行為中體現(xiàn)的心理距離遠(yuǎn)近作為心理融合水平的高低標(biāo)準(zhǔn)(時(shí)蓉華，2002)。相比沒有親身接觸內(nèi)地的香港青年，到訪過內(nèi)地的香港青年無論在兩地融合議題的態(tài)度上(如“落實(shí)‘一國(guó)兩制’并加強(qiáng)兩地融合”和“自由行對(duì)香港利多于弊”)，還是前往內(nèi)地發(fā)展的行為傾向上(如“贊成到內(nèi)地的工作實(shí)習(xí)計(jì)劃”和“到內(nèi)地工作”)，都顯著地表現(xiàn)得更為正面(馮應(yīng)謙、梁洛宜，2018)，說明內(nèi)地發(fā)展經(jīng)驗(yàn)對(duì)香港青年在內(nèi)地的心理融合狀態(tài)具有促進(jìn)作用。同時(shí)也有研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)內(nèi)地社會(huì)文化接納程度較好的香港青年，其國(guó)家認(rèn)同感也相對(duì)較高(趙永佳等，2017)，表明心理融合對(duì)國(guó)家認(rèn)同感也可能存在直接影響。

因此，心理融合對(duì)于國(guó)家認(rèn)同有相當(dāng)重要的影響，在理論上可被視為內(nèi)地發(fā)展與國(guó)家認(rèn)同之間因果機(jī)制的重要環(huán)節(jié)或者中介變量。據(jù)此，提出假設(shè)H2：

H2：心理融合在經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)國(guó)家認(rèn)同的影響關(guān)系中起到中介作用。

(二)內(nèi)地發(fā)展政策機(jī)制中的內(nèi)生性偏誤

值得注意的是，有學(xué)者指出，單純數(shù)量意義上的、甚至缺乏深度的“北上”內(nèi)地，對(duì)于以香港青年為代表的港澳青年群體，不一定能起到正向提升作用，其原因在于短暫、淺層次的交流活動(dòng)大多流于形式，并未使青年群體對(duì)內(nèi)地社會(huì)有足夠的涉入(趙永佳等，2017)。而部分長(zhǎng)期在內(nèi)地或多次到內(nèi)地的香港香港青年，比起較少到內(nèi)地的青年，由于大多缺乏后續(xù)措施引導(dǎo)，尤其缺少根據(jù)青年群體的個(gè)人和社會(huì)特征，進(jìn)行精準(zhǔn)化培育，因此也容易對(duì)內(nèi)地的政治前景感到不樂觀(馮應(yīng)謙、梁洛宜，2018)。這都凸顯了對(duì)已有內(nèi)地發(fā)展政策效應(yīng)的作用機(jī)制背后，存在內(nèi)生因素影響的可能。

具體而言，對(duì)于港澳青年內(nèi)地發(fā)展，除了政策的驅(qū)動(dòng)因素外，背后還應(yīng)存在自身內(nèi)地發(fā)展意愿，即響應(yīng)內(nèi)地發(fā)展政策強(qiáng)弱程度的內(nèi)生影響，比如出生地、使用的語言等。從政策實(shí)驗(yàn)范式來理解，如果把經(jīng)常內(nèi)地發(fā)展作為一種處理(Treatment)的話，內(nèi)地發(fā)展意愿因素的存在，將對(duì)內(nèi)地發(fā)展效應(yīng)的檢驗(yàn)造成干擾，難以對(duì)內(nèi)地發(fā)展政策的“凈效應(yīng)”(Net Effect)進(jìn)行準(zhǔn)確評(píng)估。從樣本選擇的角度而言，內(nèi)生性因素所產(chǎn)生的混淆效應(yīng)，可被理解為“選擇性偏誤”(Selection Bias)。詹姆斯·赫克曼(James J. Heckman)認(rèn)為，在研究某個(gè)自變量的效果時(shí)，由于參與的個(gè)體并非隨機(jī)確定，因此不同個(gè)體有不同的參與意愿，這在客觀上容易造成“選擇性”地只接觸到某一種樣本，而忽視了另外一些樣本，最終導(dǎo)致研究做出一個(gè)帶有偏向性的結(jié)論(Heckman，1979)。

為了消解高估的偏誤帶來的內(nèi)生性問題，需要運(yùn)用反事實(shí)框架進(jìn)行解構(gòu)，基于針對(duì)某種處理的“事實(shí)”與“反事實(shí)”狀態(tài)差異比較，從而得到某種處理效應(yīng)的因果關(guān)系(胡安寧，2012)。但對(duì)于非隨機(jī)實(shí)驗(yàn)處理而言，“事實(shí)”與“反事實(shí)”不可能同時(shí)獲得，所以需要利用傾向值匹配的方法，根據(jù)香港青年“北上”的傾向值進(jìn)行分層，在每一層里面構(gòu)造出實(shí)驗(yàn)組(即經(jīng)常“北上”組)和對(duì)照組(即非經(jīng)?！氨鄙稀苯M)，以控制混淆變量的影響，從而檢視現(xiàn)有政策的真實(shí)效應(yīng)。

綜上所述，關(guān)于內(nèi)地發(fā)展在香港青年國(guó)家認(rèn)同上的效應(yīng)，雖然當(dāng)前學(xué)術(shù)界并沒有明確的定論，但理論上受到內(nèi)生性因素所導(dǎo)致的選擇性偏誤的影響。據(jù)此，提出假設(shè)H3：

H3：樣本匹配后，經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)國(guó)家認(rèn)同感的作用效果比起匹配前有所減弱。

至于香港青年內(nèi)地發(fā)展的國(guó)家認(rèn)同作用機(jī)制，從多重身份認(rèn)同(Multiple Social Identity)的理論來看，對(duì)于具有雙重身份認(rèn)同(Dual Social Identity)結(jié)構(gòu)的個(gè)體而言，群際間的良好印象和接觸，與整合型認(rèn)同(即本土認(rèn)同與國(guó)家認(rèn)同均處于較高水平)具有密切關(guān)系(趙玉芳、梁芳美，2019)。因此，在樣本存在選擇性偏誤的影響下，該作用機(jī)制也應(yīng)該保持穩(wěn)健，即無論個(gè)體返回內(nèi)地的意愿如何，只要個(gè)體愿意增加接觸，真正融入到內(nèi)地社會(huì)生活當(dāng)中，其國(guó)家認(rèn)同也可以穩(wěn)步增長(zhǎng)。據(jù)此，提出假設(shè)H4：

H4：樣本匹配后，以心理融合為中介的青年內(nèi)地發(fā)展國(guó)家認(rèn)同效應(yīng)機(jī)制依然穩(wěn)健。

基于以上理論基礎(chǔ)和假設(shè)，本文將通過香港社會(huì)動(dòng)態(tài)調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，一方面基于OLS模型，考察香港青年內(nèi)地發(fā)展的國(guó)家認(rèn)同效應(yīng)心理融合在影響機(jī)制中的中介效應(yīng)和功能，另一方面基于傾向值匹配模型，遵循“準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)”研究范式，檢驗(yàn)上述機(jī)制中是否存在選擇性偏誤，以及受偏誤影響的程度有多大，從而全面考察和評(píng)估已有政策模式的實(shí)效性和穩(wěn)健性。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于現(xiàn)時(shí)香港規(guī)模最大的社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)庫——香港社會(huì)動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查(Hong Kong Panel Study of Social Dynamics，HKPSSD)。該調(diào)查是一個(gè)全港具有代表性的、關(guān)于家庭與個(gè)人資料的長(zhǎng)期跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫，采用了分層隨機(jī)抽樣方法，重點(diǎn)關(guān)注所選樣本的地理代表性和對(duì)不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位人口的代表性，通過能反映香港各選區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指數(shù)和政府統(tǒng)計(jì)處的屋宇單位地址構(gòu)造抽樣層，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)應(yīng)答率計(jì)算出每層的設(shè)計(jì)樣本量，最后通過等距抽樣法抽取樣本(吳曉剛，2014)。該數(shù)據(jù)庫目前已經(jīng)做了四輪調(diào)查，本文應(yīng)用的數(shù)據(jù)集為2013年收集的第三輪數(shù)據(jù)。而因應(yīng)本研究所需，將樣本限定為年滿15歲且在1980年以后出生的香港青年。

(二)研究變量

因變量為國(guó)家認(rèn)同。HKPSSD直接詢問受訪者對(duì)于“我是一個(gè)中國(guó)人”的認(rèn)同度，采用1分到7分的賦值方法，其中1分為非常不認(rèn)同，7分為非常認(rèn)同。此測(cè)量方法在香港民意調(diào)查被使用多年，其背后內(nèi)涵基本被固定下來且普遍被香港民眾所理解，因此可以認(rèn)為這種國(guó)家認(rèn)同測(cè)量方式具有良好的信效度(Steinhardt et al.，2017)。

自變量為是否經(jīng)常返回內(nèi)地。在“經(jīng)常”的界定上，本文基于數(shù)據(jù)形態(tài)和現(xiàn)實(shí)狀況來進(jìn)行測(cè)量。從數(shù)據(jù)形態(tài)上看，在HKPSSD的數(shù)據(jù)中，香港青年往返內(nèi)地次數(shù)的峰度值(=154.75)和偏度值(=11.22)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0，表明觀察變量較為集中的右偏分布，其中位數(shù)為3次。從其他調(diào)查結(jié)果和常識(shí)判斷，由于大多數(shù)(87%)的香港民眾返回內(nèi)地的目的地均為廣東，傳統(tǒng)節(jié)日探親是主要目的(香港特別行政區(qū)政府統(tǒng)計(jì)處，2015)。因此認(rèn)為，如果香港青年返回內(nèi)地的次數(shù)多于三次，則可認(rèn)為屬于經(jīng)?！氨鄙稀薄?/p>

中介變量為心理融合。在HKPSSD中，主要運(yùn)用埃默里·博加杜斯(Emory S. Bogardus)的社會(huì)距離法(Social Distance Method)來測(cè)量人際或群際之間的親疏關(guān)系，以表征群體間在心理層面的融合程度(Bogardus，1967)。根據(jù)該方法設(shè)計(jì)的量表，由一系列具有邏輯結(jié)構(gòu)的描述語句按照社會(huì)距離從遠(yuǎn)到近排列，然后讓被試填上自己對(duì)每個(gè)項(xiàng)目的接納程度，包括與“新移民”(主要為內(nèi)地人(1)根據(jù)香港特區(qū)政府統(tǒng)計(jì)處公布的《2016年中期人口統(tǒng)計(jì)報(bào)告》數(shù)據(jù)，歷年來從內(nèi)地到香港定居的數(shù)量達(dá)到200多萬人，明顯高于其他“新移民”群體，成為“新移民”中的主要組成部分。同時(shí)，考慮到“內(nèi)地人”可能引起受訪者的刻板印象，會(huì)影響測(cè)量的信度和效度，并且“新移民”應(yīng)是香港民眾(包括青年群體)接觸次數(shù)最多的“內(nèi)地人”，因此以對(duì)“新移民”的態(tài)度作為與“內(nèi)地人”心理融合的測(cè)量變量。)一起工作、居住在同一個(gè)社區(qū)、居住在你家隔壁、請(qǐng)他們來家里做客和談戀愛。分?jǐn)?shù)越高，心理融合程度越高 。

根據(jù)以往研究的經(jīng)驗(yàn)(趙永佳等，2017；Steinhardt et al.，2017)，本文的控制變量主要為人口學(xué)背景變量和社會(huì)態(tài)度與行為。人口學(xué)背景變量包括性別、是否內(nèi)地出生、14歲時(shí)的居住條件、是否在香港上初中、受教育程度、是否在內(nèi)地取得最高學(xué)歷和職業(yè)類別。社會(huì)態(tài)度與行為變量包括信息獲取渠道、民主政治傾向、本土認(rèn)同和生活滿意度。本文所涉及的變量名稱、觀測(cè)值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差和最值的描述如表1。

表1 研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)

變量名稱觀測(cè)值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值國(guó)家認(rèn)同1 3584.561.7717心理融合1 7892.271.0803.5處理組(經(jīng)?；貎?nèi)地=1)1 8700.280.4501性別(男=1)1 8700.490.5001內(nèi)地出生地(是=1)1 8480.210.410114歲時(shí)居住條件(較好=1)1 6280.350.4801在香港上初中(是=1)1 8480.940.2401受教育水平初中及以下1 6330.310.4601高中及同等學(xué)歷1 6330.430.5001本科及以上1 6330.260.4401在內(nèi)地取得最高學(xué)位1 5960.150.3601職業(yè)類型無業(yè)者1 8400.490.5001藍(lán)領(lǐng)1 8400.220.4101白領(lǐng)1 8400.290.4501信息渠道互聯(lián)網(wǎng)1 7370.250.4401電視新聞1 7370.490.5001報(bào)紙1 7370.230.4201其他1 7370.020.1501民主政治傾向1 7872.240.6013本土認(rèn)同1 3585.851.4117生活滿意度1 7904.521.0917

注：由于數(shù)據(jù)本身的缺失再加上傾向值本身過高或過低而未被匹配的個(gè)體也成為缺失值，所以各個(gè)變量的觀測(cè)值梳理不一致。

資料來源：作者自制。

(三)研究策略

如前文所述，本文所涉及的兩種分析策略分別為傾向值匹配和中介變量分析。傾向值匹配的分析策略，主要基于反事實(shí)框架(Counter Factual Framework)的基本思想，在進(jìn)行某項(xiàng)干預(yù)(Treatment)對(duì)被干預(yù)對(duì)象的效應(yīng)(Effect)時(shí)，可以基于可觀測(cè)協(xié)變量的分布，匹配與干預(yù)組(即實(shí)驗(yàn)組)相對(duì)應(yīng)的反事實(shí)組(即控制組)，最后通過比較實(shí)驗(yàn)組與控制組在因變量上的“受到處理的個(gè)體的平均處理效果”(Average Treatment Effect of the Treated，ATT)。在實(shí)際操作上，首先通過Logit模型得出每個(gè)個(gè)體成為干預(yù)組的概率(即傾向值)，其次再基于估計(jì)的傾向值配對(duì)“平衡”(2)這里的平衡，只能是基于可觀測(cè)變量的有限度“平衡”，這也是傾向值匹配研究的不足之處，詳見本文最后一段。的實(shí)驗(yàn)組與控制組，最后利用匹配后的樣本得出處理效應(yīng)。

關(guān)于中介變量的分析策略，一般遵循中介模型的檢驗(yàn)路徑，即如果X通過影響變量M而對(duì)Y產(chǎn)生影響，則稱M為中介變量，并且根據(jù)經(jīng)典中介模型(溫忠麟、葉寶娟，2014)中變量間中介效應(yīng)的成立需要滿足的四個(gè)條件，運(yùn)用自助法(Bootstrap)確定其有效性。

四、研究發(fā)現(xiàn)

(一)內(nèi)地發(fā)展的政策效應(yīng)和機(jī)制：OLS回歸模型

首先，如模型(1)所示，以國(guó)家認(rèn)同為因變量，以是否經(jīng)常回內(nèi)地為自變量，加入控制變量進(jìn)行OLS回歸分析。結(jié)果顯示，在控制了人口學(xué)背景變量和社會(huì)態(tài)度與行為等一系列因素后，經(jīng)?；貎?nèi)地的回歸系數(shù)達(dá)到顯著性水平(P<0.05)，表明經(jīng)?；貎?nèi)地的香港青年比起非經(jīng)?；貎?nèi)地的香港青年，國(guó)家認(rèn)同感平均高出0.38，假設(shè)H1得到證實(shí)。在控制變量方面，是否內(nèi)地出生、在控制變量方面，是否內(nèi)地出生、本土認(rèn)同、生活滿意度、是否在香港上初中以及信息獲取渠道(電視新聞)和信息獲取渠道(報(bào)紙)六個(gè)變量的回歸系數(shù)也達(dá)到顯著性水平(P<0.05)，前三者為正向影響，后三者為負(fù)向影響。

其次，考察心理融合在經(jīng)常回內(nèi)地對(duì)國(guó)家認(rèn)同的作用機(jī)制中的中介效應(yīng)。如表2所示，進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)：第一，從模型(1)結(jié)果看，經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)國(guó)家認(rèn)同的回歸系數(shù)(0.37)均達(dá)到顯著性水平(P<0.01)。第二，從模型(4)和(2)結(jié)果看，經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)心理融合的回歸系數(shù)(0.27)和心理融合對(duì)國(guó)家認(rèn)同的系數(shù)(0.50)均達(dá)到顯著性水平(P<0.001)。第三，從模型(3)結(jié)果看，在控制了經(jīng)常返回內(nèi)地的效應(yīng)后，心理融合的回歸系數(shù)均仍達(dá)到顯著性水平，說明心理融合的中介效應(yīng)顯著。第四，相比模型(1)中的回歸系數(shù)(0.37)，經(jīng)常回內(nèi)地在模型(3)中的系數(shù)(0.23)有明顯下降，且未能達(dá)到顯著性水平，說明心理融合在香港青年經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)國(guó)家認(rèn)同的作用機(jī)制中，充當(dāng)了完全中介作用?；谝延醒芯拷?jīng)驗(yàn)(孫宗鋒、楊麗天晴，2016)，通過自助法直接檢驗(yàn)中介效應(yīng)，結(jié)果為0.13且置信區(qū)間異于0，表明中介效應(yīng)顯著，效應(yīng)量為0.36?？傮w而言，心理融合在經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)國(guó)家認(rèn)同的作用機(jī)制中的中介作用顯著，假設(shè)H2得到證實(shí)。

表2 經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)國(guó)家認(rèn)同的作用機(jī)制

變量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)國(guó)家認(rèn)同國(guó)家認(rèn)同國(guó)家認(rèn)同心理融合經(jīng)?；貎?nèi)地0.38***0.230.27***(0.14)(0.14)(0.08)心理融合0.50***0.49***(0.05)(0.05)性別(男生=1)-0.07-0.07-0.090.07(0.12)(0.11)(0.11)(0.08)內(nèi)地出生(是=1)0.74**0.61**0.60**0.35**(0.15)(0.15)(0.15)(0.09)14歲時(shí)居住條件0.160.21*0.22*-0.09(0.12)(0.11)(0.11)(0.08)在香港上初中-1.28**-1.18**-1.10**-0.29**(0.26)(0.25)(0.26)(0.11)受教育水平高中及同等學(xué)歷0.170.140.150.07(0.14)(0.13)(0.13)(0.09)本科及以上0.10-0.01-0.000.24*(0.17)(0.16)(0.16)(0.10)在內(nèi)地獲得最高學(xué)位(是=1)0.080.090.080.07(0.16)(0.16)(0.15)(0.10)職業(yè)類別藍(lán)領(lǐng)-0.01-0.01-0.020.00(0.14)(0.13)(0.13)(0.09)白領(lǐng)0.170.180.170.00(0.14)(0.13)(0.13)(0.09)信息渠道

注：*P<0.05，**P<0.01。括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。各類別變量的參照組分別是：受教育水平為初中及以下、職業(yè)類別為無業(yè)者、信息渠道為互聯(lián)網(wǎng)。

資料來源：作者自制。

(二)政策機(jī)制的穩(wěn)健性：PSM模型結(jié)果

如前文所述，由于存在內(nèi)生性因素，因此有學(xué)者對(duì)青年內(nèi)地發(fā)展經(jīng)歷的國(guó)家認(rèn)同提升作用產(chǎn)生疑問，提出對(duì)待內(nèi)地經(jīng)驗(yàn)與其國(guó)民身份認(rèn)同并非絕對(duì)意義上的正相關(guān)，兩者間的關(guān)聯(lián)性需小心解讀(趙永佳等，2017)。針對(duì)這一疑問，本文基于“準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)”的研究范式，通過傾向值匹配(Propensity Score Matching，PSM)的方法，檢驗(yàn)內(nèi)地發(fā)展在國(guó)家認(rèn)同效應(yīng)及其機(jī)制上的穩(wěn)健性。

1. 傾向值估計(jì)

傾向值匹配的方法起始于保羅·羅森鮑姆(Paul R. Rosenbaum)和 唐納德·魯賓(Donald B. Rubin)(Rosenbaum & Rubin，1985)提出的傾向得分概念，用于將多個(gè)可觀測(cè)特征一維化，形成傾向得分P(x)，以減少匹配的困難。該方法可以控制可觀測(cè)變量導(dǎo)致的選擇性偏差，接近隨機(jī)化。本文先計(jì)算傾向值得分、確定共同支撐區(qū)域、分區(qū)檢測(cè)平衡性，要求傾向得分和各自協(xié)變量在各區(qū)都要平衡；然后分別使用卡尺匹配、K近鄰匹配、核匹配和馬氏匹配等不同的配對(duì)方案估計(jì)參與結(jié)果，以保證匹配結(jié)果的穩(wěn)健性(陳強(qiáng)，2015)。

為進(jìn)行隨機(jī)處理效應(yīng)的估計(jì)，本文首先將控制變量作為預(yù)測(cè)變量，以是否經(jīng)?；貎?nèi)地作為因變量，利用Logit模型估算每個(gè)觀測(cè)值經(jīng)?；貎?nèi)地的概率。結(jié)果顯示，模型卡方值為82.23，顯著異于0，說明預(yù)測(cè)模型有效。從Count R2可以看出，模型的解釋率達(dá)到80%，屬于較佳水平。具體來看，男性、在內(nèi)地出生、不在香港上初中、政治傾向溫和以及非電視新聞信息渠道的個(gè)體，經(jīng)?；貎?nèi)地的概率較高。

2. 匹配結(jié)果的平衡性檢驗(yàn)

按照一般檢驗(yàn)流程，對(duì)處理組和對(duì)照組的傾向值匹配情況進(jìn)行平衡檢驗(yàn)。如圖1所示，絕大部分觀察值都在共同支持(Common Support)的區(qū)域內(nèi)，這意味著在進(jìn)行傾向值匹配的過程中較少產(chǎn)生缺失值。同時(shí)，匹配前和匹配后各個(gè)協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差產(chǎn)生明顯的差異：在匹配前，百分比偏誤從-50到50波動(dòng)，而匹配后，各協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化百分比偏誤趨向于0，標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值小于20%，并且處理組和控制組在這些協(xié)變量上均通過了雙T檢驗(yàn)(P值均大于0.1)，說明為處理組和控制組在以上變量上具有同質(zhì)性，匹配結(jié)果較好(Rosenbaum & Rubin，1985)。

3. 平均處理效應(yīng)

傾向值匹配一般有卡尺匹配、K近鄰匹配、核匹配和馬氏匹配等五種方法，雖然有各自的適用性，但已有研究普遍建議綜合采用多種匹配方法來考察所估計(jì)效應(yīng)的穩(wěn)健性(胡永遠(yuǎn)、周志鳳，2014)。本文參考已有經(jīng)驗(yàn)，根據(jù)不同的匹配處理情況(包括未匹配)，對(duì)經(jīng)?；貎?nèi)地在國(guó)家認(rèn)同上的處理效應(yīng)進(jìn)行考察，共形成6個(gè)組別(如表3)。值得一提的是，在政策評(píng)估研究中，主要考察的是接受政策處理的實(shí)驗(yàn)組的平均處理效應(yīng)，即經(jīng)?；貎?nèi)地的個(gè)案的處理效應(yīng)(ATT)(胡安寧，2012)。

表3 國(guó)家認(rèn)同傾向值匹配結(jié)果

注：鑒于本文所使用的第三方命令“psmatch2”可能存在的不穩(wěn)定性，參考刁偉濤和任占尚(2019)的研究，本文同時(shí)運(yùn)用官方命令“teffects psmatch”進(jìn)行運(yùn)算檢驗(yàn)，所得結(jié)果與“psmatch2”一致。*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

資料來源：作者自制。

圖1 處理組與控制組共同支持區(qū)域和協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差(%)

資料來源：作者自制。

首先，從未匹配的情況來看，處理組的國(guó)家認(rèn)同均值比對(duì)照組的均值高出0.62，且達(dá)到0.01的顯著性水平。其次，逐步運(yùn)用不同的匹配方法進(jìn)行處理效應(yīng)的估計(jì)，其中組別二到組別四運(yùn)用的屬于近鄰匹配法，組別五和組別六運(yùn)用的是整體匹配法。不同類別方法的結(jié)果較為一致，顯示除了馬氏匹配法外，處理組的國(guó)家認(rèn)同感均值都高于對(duì)照組1.19-2.44之間，并且均達(dá)到0.05的顯著性水平，即樣本匹配后，經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)國(guó)家認(rèn)同感的作用效果比起匹配前均有所減弱，但依然達(dá)到顯著性水平，假設(shè)H3得到證實(shí)。

其次，檢驗(yàn)經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)心理融合的作用效果。在未進(jìn)行匹配的情況下，處理組比對(duì)照組的均值分別高出0.35，且達(dá)到0.01的顯著性水平。與國(guó)家認(rèn)同的情況類似，逐步運(yùn)用不同的匹配方法進(jìn)行處理效應(yīng)的估計(jì)，處理組比對(duì)照組的均值高出0.21-0.32之間，達(dá)到0.05的顯著性水平，表明在樣本匹配后，經(jīng)?；貎?nèi)地對(duì)心理融合的效應(yīng)有所下降，表明心理融合也受到了選擇性偏誤的影響。

4. 心理融合機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

最后，借鑒已有研究經(jīng)驗(yàn)(胡安寧、周怡，2013)，通過對(duì)由傾向值加權(quán)形成的匹配樣本進(jìn)行考察，可以對(duì)香港青年內(nèi)地發(fā)展的國(guó)家認(rèn)同作用機(jī)制進(jìn)行整體分析。在控制了選擇性偏誤后，心理融合在內(nèi)地發(fā)展的國(guó)家認(rèn)同作用機(jī)制中，依然充當(dāng)完全中介的角色：經(jīng)檢驗(yàn)，間接效應(yīng)(0.12)依然顯著，效應(yīng)量處于中等水平(0.41)(溫忠麟等，2016)。經(jīng)自助法檢驗(yàn)，心理融合中介效應(yīng)的置信區(qū)間也未包含0，假設(shè)H4得到證實(shí)?？梢钥吹?，心理融合對(duì)國(guó)家認(rèn)同的支撐作用，并不隨樣本的選擇性偏誤而發(fā)生改變。值得注意的是，與未控制選擇性偏誤的模型相比，心理融合所承載的間接效應(yīng)有所下降，從而導(dǎo)致總效應(yīng)有所下降。然而，心理融合的效應(yīng)量卻有所上升，表明在選擇性偏誤得到控制后，心理融合在機(jī)制當(dāng)中的作用更為重要。

表4 樣本匹配后香港青年內(nèi)地發(fā)展的國(guó)家認(rèn)同作用機(jī)制

注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

資料來源：作者自制。

五、結(jié)論與討論

本研究基于香港社會(huì)動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，在控制了人口學(xué)背景和社會(huì)行為與態(tài)度因素后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)?；貎?nèi)地的香港青年有更高的國(guó)家認(rèn)同感，表明通過內(nèi)地發(fā)展交流有助提升灣區(qū)融合水平。更重要的是，心理融合在青年內(nèi)地發(fā)展政策效應(yīng)中，充當(dāng)著完全中介的重要角色，并且在處理選擇性偏誤后，中介機(jī)制依然具有穩(wěn)健性。

從行為公共政策的角度看，政策作用過程中的認(rèn)知要素，是提升公共政策行為效能的關(guān)鍵(張書維等，2018)。因此，心理融合作為內(nèi)地發(fā)展政策作用機(jī)制中的中介變量，成為了助推灣區(qū)青年內(nèi)地發(fā)展政策效能轉(zhuǎn)化的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)：交流數(shù)量的增加并不意味著以國(guó)家認(rèn)同為效標(biāo)的政策效應(yīng)的必然提升，“有效經(jīng)歷”轉(zhuǎn)化才是達(dá)致預(yù)期中內(nèi)地發(fā)展政策“人心回歸”效應(yīng)的重心所在，當(dāng)中的心理融合環(huán)節(jié)處理更顯得重要。以上發(fā)現(xiàn)，為大灣區(qū)規(guī)劃中支持、鼓勵(lì)香港青年內(nèi)地發(fā)展的系列政策提供了實(shí)證依據(jù)，說明了《粵港澳大灣區(qū)發(fā)展綱要》中強(qiáng)調(diào)港澳青年融入國(guó)家發(fā)展大局的重要性和迫切性。因此，未來在落實(shí)大灣區(qū)青年政策的過程中，需要更加重視香港青年“北上”內(nèi)地發(fā)展后的心理融合引導(dǎo)工作，解決政策落地過程中的“玻璃門”問題，消解部分青年返回內(nèi)地后形成的“大門開了，小門沒開”的感覺，多渠道協(xié)助香港青年真正融入內(nèi)地的社會(huì)生活和文化體系當(dāng)中，從而達(dá)致“人心回歸”的政策目標(biāo)。

此外，值得注意的是，本研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)這種政策助推機(jī)制的背后，存在著一定程度的選擇性偏誤，即現(xiàn)有政策更多地吸納到與內(nèi)地有著“先天”聯(lián)系的、有著良好認(rèn)同基礎(chǔ)的香港青年，而較少吸納到與內(nèi)地缺乏“先天”聯(lián)系的、缺乏認(rèn)同基礎(chǔ)的香港青年。換言之，被吸納“北上”內(nèi)地發(fā)展的，更多可能是本已有著良好認(rèn)同基礎(chǔ)、并非最需要被政策吸納的群體，而缺乏認(rèn)同基礎(chǔ)的、最需要被政策吸納的群體則難以被內(nèi)地發(fā)展政策所吸納，因而造成“錯(cuò)位吸納”效應(yīng)，消解了政策效果。盡管這一效應(yīng)尚未對(duì)內(nèi)地發(fā)展政策的效應(yīng)造成根本性挑戰(zhàn)，但也提示我們，在未來相關(guān)政策制定時(shí)，需要改變思路，將“錯(cuò)位吸納”轉(zhuǎn)變?yōu)椤熬珳?zhǔn)吸納”。如何通過合理的政策設(shè)計(jì)，實(shí)現(xiàn)政策資源的有效投放，也是未來進(jìn)一步擴(kuò)大香港青年、港澳青年內(nèi)地發(fā)展政策效應(yīng)的重要課題。

誠(chéng)然，本文也存在一定的局限性。首先，傾向值匹配過程中，估算傾向值的協(xié)變量只能是能夠觀測(cè)的變量，而不可觀測(cè)的內(nèi)生變量依然得不到控制，因此不能認(rèn)為選擇性偏誤已經(jīng)得到完全的控制。其次，受研究數(shù)據(jù)所限，本文在變量測(cè)量和數(shù)據(jù)時(shí)效性上存在不足之處，例如對(duì)香港青年與內(nèi)地人的心理融合程度只能做間接測(cè)量，由于返回內(nèi)地變量的缺失導(dǎo)致不能使用該調(diào)查更新一期的數(shù)據(jù)。但總體而言，本文可以為大灣區(qū)跨境政策效果的實(shí)證研究提供范式參考，未來可從更廣闊范圍內(nèi)持續(xù)對(duì)大灣區(qū)港澳青年跨境融合的綜合質(zhì)量進(jìn)行全面評(píng)估。