傅承哲 張吉星 霍偉東

【政策之窗】

? 當前內(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，但部分無感和負面感受的青年依然游離在政策之外。

? 相關(guān)部門應精準投放資源，幫助徘徊政策“門外”的香港青年體驗內(nèi)地的發(fā)展與生活，使得他們從價值觀念層面理解甚至融入內(nèi)地的社會文化，消除隔閡，實現(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，融入國家發(fā)展大局，一直是中央政府促進港澳地區(qū)“人心回歸”的重點工作，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)、實習和志愿工作等機會，推動青年人交往交流、交心交融，支持港澳青年融入國家、參與國家建設(shè)”。因此，香港青年“北上”內(nèi)地發(fā)展的政策效應是評估粵港澳大灣區(qū)建設(shè)成效的一個重要環(huán)節(jié)，也是整個綱要的關(guān)注重點。

實際上，改革開放以來，中央政府逐步推出了多項便利港澳民眾內(nèi)地發(fā)展的具體措施和政策。從全國人大、國務(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來看，自香港回歸以來，中央共出臺了100多項與港澳青年相關(guān)的政策，按照政策主題大概可以分為教育類(包含學位認證、獎勵資助、報考招生等方面)、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)。可見，為推動港澳青年“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(國家統(tǒng)計局，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，近年來香港的政治社會狀況也發(fā)生了深刻的變化。日益增長的跨境交流和“人心回歸”的關(guān)鍵效標——國家認同之間呈現(xiàn)出微妙的張力關(guān)系，對粵港澳大灣區(qū)的融合發(fā)展產(chǎn)生了重大影響，背后的作用機制亟需深入研究。由此，引出本文的核心問題：“北上”發(fā)展對于香港青年的國家認同產(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，揭示其認知底層的心理融合機制；其次，通過準實驗研究范式，進一步檢驗政策效應機制的穩(wěn)健性，以期結(jié)合行為公共管理的視角(張書維、李紓，2018)，準確把握政策作用過程中的認知特征，提升政策的行為轉(zhuǎn)化效能，助力港澳青年“人心回歸”的全面實現(xiàn)。

二、文獻述評與研究假設(shè)

(一)青年內(nèi)地發(fā)展政策的效應和機制

1. 內(nèi)地發(fā)展政策的效應

內(nèi)地發(fā)展政策的效應，來源于群體間接觸所帶來的態(tài)度和認知效應。群際接觸理論(Intergroup Contact Theory)認為，兩地文化交流和融通是提升認同的有效措施：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，能增進對外群體的認識，消除對外群體的偏見和焦慮，從而建立共享性的社會認同(Tajfel & Turner，1979)。一項基于515個相關(guān)實證研究、共計超過25萬個被試者的薈萃分析(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、降低偏見的正面效果(Pettigrew et al.，2011)。

已有關(guān)于內(nèi)地發(fā)展政策效應的研究，大多以國家認同作為政策效標進行討論。正如麥高登(Gordon Mathews)認為，香港青年前往內(nèi)地，有助于構(gòu)成自下而上的國家化過程，幫助他們完成國家身份與認同的構(gòu)建(Mathews et al.，2008)。不少學者認為，青年“北上”交流，有助于加深對內(nèi)地政治、經(jīng)濟和社會文化的了解，從而提升國家認同感(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內(nèi)地的印象(香港亞太研究所，2013)，包括能顯著性提升對國家的政治、經(jīng)濟文化的自豪感、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)驗的香港青年比起沒有內(nèi)地經(jīng)驗的青年，對內(nèi)地的政治、經(jīng)濟有著更高的評價，也表達出更高的國家認同感。據(jù)此，提出假設(shè)H1：

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

2. 內(nèi)地發(fā)展效應中的心理融合機制

在已有研究中，基本都把內(nèi)地發(fā)展政策的效應解讀為青年內(nèi)地發(fā)展帶來國家認同變化的簡單因果關(guān)系。然而，要真正理解和提升政策實踐效用，則需要深度理解效應背后的作用機制。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)展效應及其作用機制的重要變量。

從理論層面上看，心理融合是內(nèi)地發(fā)展政策發(fā)揮認同效應的底層邏輯：不同群體間的成員在接觸后，可以了解、學習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，并且增進情感上的聯(lián)系，最終在心理層面達致融合狀態(tài)，進而提升群體間認同感(Pettigrew et al., 2011)。一般而言，這種心理融合的狀態(tài)表現(xiàn)為：對于個體而言，是指個體以心理適應為前提，在實現(xiàn)心理適應的基礎(chǔ)上，其價值觀念、社會角色能夠相應地發(fā)生轉(zhuǎn)變，建立起對所融入社會的歸屬感；而對于群體而言，則特指群體間在認知、情感和行為三個層面上相互接受、愿意和諧共處的狀態(tài)。這種心理狀態(tài)是群體團結(jié)的重要心理特征，也是融合進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家發(fā)展大局、提升國家認同感的關(guān)鍵環(huán)節(jié)：只有在內(nèi)地發(fā)展的同時，在價值觀念層面融入內(nèi)地的社會文化體系中，形成心理融合，才能從心理層面建立起香港青年對國家的歸屬感和認同感，做到有質(zhì)量的“北上”，真正實現(xiàn)“人心回歸”。因此可以預期，心理融合將作為兩地社會融合的最高水平(楊菊華，2009)。

從操作層面上看，在社會學和心理學研究中，一般使用互動行為中體現(xiàn)的心理距離遠近作為心理融合水平的高低標準(時蓉華，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‘一國兩制’并加強兩地融合”和“自由行對香港利多于弊”)，還是前往內(nèi)地發(fā)展的行為傾向上(如“贊成到內(nèi)地的工作實習計劃”和“到內(nèi)地工作”)，都顯著地表現(xiàn)得更為正面(馮應謙、梁洛宜，2018)，說明內(nèi)地發(fā)展經(jīng)驗對香港青年在內(nèi)地的心理融合狀態(tài)具有促進作用。同時也有研究發(fā)現(xiàn)，對內(nèi)地社會文化接納程度較好的香港青年，其國家認同感也相對較高(趙永佳等，2017)，表明心理融合對國家認同感也可能存在直接影響。

因此，心理融合對于國家認同有相當重要的影響，在理論上可被視為內(nèi)地發(fā)展與國家認同之間因果機制的重要環(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)常回內(nèi)地對國家認同的影響關(guān)系中起到中介作用。

(二)內(nèi)地發(fā)展政策機制中的內(nèi)生性偏誤

值得注意的是，有學者指出，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、淺層次的交流活動大多流于形式，并未使青年群體對內(nèi)地社會有足夠的涉入(趙永佳等，2017)。而部分長期在內(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，尤其缺少根據(jù)青年群體的個人和社會特征，進行精準化培育，因此也容易對內(nèi)地的政治前景感到不樂觀(馮應謙、梁洛宜，2018)。這都凸顯了對已有內(nèi)地發(fā)展政策效應的作用機制背后，存在內(nèi)生因素影響的可能。

具體而言，對于港澳青年內(nèi)地發(fā)展，除了政策的驅(qū)動因素外，背后還應存在自身內(nèi)地發(fā)展意愿，即響應內(nèi)地發(fā)展政策強弱程度的內(nèi)生影響，比如出生地、使用的語言等。從政策實驗范式來理解，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，將對內(nèi)地發(fā)展效應的檢驗造成干擾，難以對內(nèi)地發(fā)展政策的“凈效應”(Net Effect)進行準確評估。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，可被理解為“選擇性偏誤”(Selection Bias)。詹姆斯·赫克曼(James J. Heckman)認為，在研究某個自變量的效果時，由于參與的個體并非隨機確定，因此不同個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，最終導致研究做出一個帶有偏向性的結(jié)論(Heckman，1979)。

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

綜上所述，關(guān)于內(nèi)地發(fā)展在香港青年國家認同上的效應，雖然當前學術(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)地對國家認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)展的國家認同作用機制，從多重身份認同(Multiple Social Identity)的理論來看，對于具有雙重身份認同(Dual Social Identity)結(jié)構(gòu)的個體而言，群際間的良好印象和接觸，與整合型認同(即本土認同與國家認同均處于較高水平)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，該作用機制也應該保持穩(wěn)健，即無論個體返回內(nèi)地的意愿如何，只要個體愿意增加接觸，真正融入到內(nèi)地社會生活當中，其國家認同也可以穩(wěn)步增長。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)展國家認同效應機制依然穩(wěn)健。

基于以上理論基礎(chǔ)和假設(shè)，本文將通過香港社會動態(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)展的國家認同效應心理融合在影響機制中的中介效應和功能，另一方面基于傾向值匹配模型，遵循“準實驗”研究范式，檢驗上述機制中是否存在選擇性偏誤，以及受偏誤影響的程度有多大，從而全面考察和評估已有政策模式的實效性和穩(wěn)健性。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于現(xiàn)時香港規(guī)模最大的社會調(diào)查數(shù)據(jù)庫——香港社會動態(tài)追蹤調(diào)查(Hong Kong Panel Study of Social Dynamics，HKPSSD)。該調(diào)查是一個全港具有代表性的、關(guān)于家庭與個人資料的長期跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫，采用了分層隨機抽樣方法，重點關(guān)注所選樣本的地理代表性和對不同社會經(jīng)濟地位人口的代表性，通過能反映香港各選區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展的指數(shù)和政府統(tǒng)計處的屋宇單位地址構(gòu)造抽樣層，根據(jù)經(jīng)驗應答率計算出每層的設(shè)計樣本量，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，本文應用的數(shù)據(jù)集為2013年收集的第三輪數(shù)據(jù)。而因應本研究所需，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

因變量為國家認同。HKPSSD直接詢問受訪者對于“我是一個中國人”的認同度，采用1分到7分的賦值方法，其中1分為非常不認同，7分為非常認同。此測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，因此可以認為這種國家認同測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)?！钡慕缍ㄉ?，本文基于數(shù)據(jù)形態(tài)和現(xiàn)實狀況來進行測量。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)遠遠大于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)計處，2015)。因此認為，如果香港青年返回內(nèi)地的次數(shù)多于三次，則可認為屬于經(jīng)?！氨鄙稀?。

中介變量為心理融合。在HKPSSD中，主要運用埃默里·博加杜斯(Emory S. Bogardus)的社會距離法(Social Distance Method)來測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)計的量表，由一系列具有邏輯結(jié)構(gòu)的描述語句按照社會距離從遠到近排列，然后讓被試填上自己對每個項目的接納程度，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)計處公布的《2016年中期人口統(tǒng)計報告》數(shù)據(jù)，歷年來從內(nèi)地到香港定居的數(shù)量達到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，考慮到“內(nèi)地人”可能引起受訪者的刻板印象，會影響測量的信度和效度，并且“新移民”應是香港民眾(包括青年群體)接觸次數(shù)最多的“內(nèi)地人”，因此以對“新移民”的態(tài)度作為與“內(nèi)地人”心理融合的測量變量。)一起工作、居住在同一個社區(qū)、居住在你家隔壁、請他們來家里做客和談戀愛。分數(shù)越高，心理融合程度越高 。

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

表1 研究變量的描述性統(tǒng)計

變量名稱觀測值均值標準差最小值最大值國家認同1 3584.561.7717心理融合1 7892.271.0803.5處理組(經(jīng)常回內(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高中及同等學歷1 6330.430.5001本科及以上1 6330.260.4401在內(nèi)地取得最高學位1 5960.150.3601職業(yè)類型無業(yè)者1 8400.490.5001藍領(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報紙1 7370.230.4201其他1 7370.020.1501民主政治傾向1 7872.240.6013本土認同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體也成為缺失值，所以各個變量的觀測值梳理不一致。

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，主要基于反事實框架(Counter Factual Framework)的基本思想，在進行某項干預(Treatment)對被干預對象的效應(Effect)時，可以基于可觀測協(xié)變量的分布，匹配與干預組(即實驗組)相對應的反事實組(即控制組)，最后通過比較實驗組與控制組在因變量上的“受到處理的個體的平均處理效果”(Average Treatment Effect of the Treated，ATT)。在實際操作上，首先通過Logit模型得出每個個體成為干預組的概率(即傾向值)，其次再基于估計的傾向值配對“平衡”(2)這里的平衡，只能是基于可觀測變量的有限度“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。的實驗組與控制組，最后利用匹配后的樣本得出處理效應。

關(guān)于中介變量的分析策略，一般遵循中介模型的檢驗路徑，即如果X通過影響變量M而對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)中變量間中介效應的成立需要滿足的四個條件，運用自助法(Bootstrap)確定其有效性。

四、研究發(fā)現(xiàn)

(一)內(nèi)地發(fā)展的政策效應和機制：OLS回歸模型

首先，如模型(1)所示，以國家認同為因變量，以是否經(jīng)?；貎?nèi)地為自變量，加入控制變量進行OLS回歸分析。結(jié)果顯示，在控制了人口學背景變量和社會態(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，國家認同感平均高出0.38，假設(shè)H1得到證實。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(報紙)六個變量的回歸系數(shù)也達到顯著性水平(P<0.05)，前三者為正向影響，后三者為負向影響。

其次，考察心理融合在經(jīng)?；貎?nèi)地對國家認同的作用機制中的中介效應。如表2所示，進行中介效應檢驗：第一，從模型(1)結(jié)果看，經(jīng)?；貎?nèi)地對國家認同的回歸系數(shù)(0.37)均達到顯著性水平(P<0.01)。第二，從模型(4)和(2)結(jié)果看，經(jīng)?；貎?nèi)地對心理融合的回歸系數(shù)(0.27)和心理融合對國家認同的系數(shù)(0.50)均達到顯著性水平(P<0.001)。第三，從模型(3)結(jié)果看，在控制了經(jīng)常返回內(nèi)地的效應后，心理融合的回歸系數(shù)均仍達到顯著性水平，說明心理融合的中介效應顯著。第四，相比模型(1)中的回歸系數(shù)(0.37)，經(jīng)?；貎?nèi)地在模型(3)中的系數(shù)(0.23)有明顯下降，且未能達到顯著性水平，說明心理融合在香港青年經(jīng)?；貎?nèi)地對國家認同的作用機制中，充當了完全中介作用。基于已有研究經(jīng)驗(孫宗鋒、楊麗天晴，2016)，通過自助法直接檢驗中介效應，結(jié)果為0.13且置信區(qū)間異于0，表明中介效應顯著，效應量為0.36。總體而言，心理融合在經(jīng)?；貎?nèi)地對國家認同的作用機制中的中介作用顯著，假設(shè)H2得到證實。

表2 經(jīng)?；貎?nèi)地對國家認同的作用機制

變量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)國家認同國家認同國家認同心理融合經(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)地獲得最高學位(是=1)0.080.090.080.07(0.16)(0.16)(0.15)(0.10)職業(yè)類別藍領(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。括號內(nèi)為標準誤。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，因此有學者對青年內(nèi)地發(fā)展經(jīng)歷的國家認同提升作用產(chǎn)生疑問，提出對待內(nèi)地經(jīng)驗與其國民身份認同并非絕對意義上的正相關(guān)，兩者間的關(guān)聯(lián)性需小心解讀(趙永佳等，2017)。針對這一疑問，本文基于“準實驗”的研究范式，通過傾向值匹配(Propensity Score Matching，PSM)的方法，檢驗內(nèi)地發(fā)展在國家認同效應及其機制上的穩(wěn)健性。

1. 傾向值估計

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，用于將多個可觀測特征一維化，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變量導致的選擇性偏差，接近隨機化。本文先計算傾向值得分、確定共同支撐區(qū)域、分區(qū)檢測平衡性，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方案估計參與結(jié)果，以保證匹配結(jié)果的穩(wěn)健性(陳強，2015)。

為進行隨機處理效應的估計，本文首先將控制變量作為預測變量，以是否經(jīng)?；貎?nèi)地作為因變量，利用Logit模型估算每個觀測值經(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，說明預測模型有效。從Count R2可以看出，模型的解釋率達到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體，經(jīng)?；貎?nèi)地的概率較高。

2. 匹配結(jié)果的平衡性檢驗

按照一般檢驗流程，對處理組和對照組的傾向值匹配情況進行平衡檢驗。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)，這意味著在進行傾向值匹配的過程中較少產(chǎn)生缺失值。同時，匹配前和匹配后各個協(xié)變量的標準化偏差產(chǎn)生明顯的差異：在匹配前，百分比偏誤從-50到50波動，而匹配后，各協(xié)變量標準化百分比偏誤趨向于0，標準偏差絕對值小于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(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

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效應的穩(wěn)健性(胡永遠、周志鳳，2014)。本文參考已有經(jīng)驗，根據(jù)不同的匹配處理情況(包括未匹配)，對經(jīng)常回內(nèi)地在國家認同上的處理效應進行考察，共形成6個組別(如表3)。值得一提的是，在政策評估研究中，主要考察的是接受政策處理的實驗組的平均處理效應，即經(jīng)?；貎?nèi)地的個案的處理效應(ATT)(胡安寧，2012)。

表3 國家認同傾向值匹配結(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，本文同時運用官方命令“teffects psmatch”進行運算檢驗，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)變量的標準化偏差(%)

資料來源：作者自制。

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

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

4. 心理融合機制的穩(wěn)健性檢驗

最后，借鑒已有研究經(jīng)驗(胡安寧、周怡，2013)，通過對由傾向值加權(quán)形成的匹配樣本進行考察，可以對香港青年內(nèi)地發(fā)展的國家認同作用機制進行整體分析。在控制了選擇性偏誤后，心理融合在內(nèi)地發(fā)展的國家認同作用機制中，依然充當完全中介的角色：經(jīng)檢驗，間接效應(0.12)依然顯著，效應量處于中等水平(0.41)(溫忠麟等，2016)。經(jīng)自助法檢驗，心理融合中介效應的置信區(qū)間也未包含0，假設(shè)H4得到證實?？梢钥吹?，心理融合對國家認同的支撐作用，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有所下降，從而導致總效應有所下降。然而，心理融合的效應量卻有所上升，表明在選擇性偏誤得到控制后，心理融合在機制當中的作用更為重要。

表4 樣本匹配后香港青年內(nèi)地發(fā)展的國家認同作用機制

注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。括號內(nèi)為標準誤。

資料來源：作者自制。

五、結(jié)論與討論

本研究基于香港社會動態(tài)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，在控制了人口學背景和社會行為與態(tài)度因素后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)?；貎?nèi)地的香港青年有更高的國家認同感，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)展政策效應中，充當著完全中介的重要角色，并且在處理選擇性偏誤后，中介機制依然具有穩(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：交流數(shù)量的增加并不意味著以國家認同為效標的政策效應的必然提升，“有效經(jīng)歷”轉(zhuǎn)化才是達致預期中內(nèi)地發(fā)展政策“人心回歸”效應的重心所在，當中的心理融合環(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、鼓勵香港青年內(nèi)地發(fā)展的系列政策提供了實證依據(jù)，說明了《粵港澳大灣區(qū)發(fā)展綱要》中強調(diào)港澳青年融入國家發(fā)展大局的重要性和迫切性。因此，未來在落實大灣區(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)地的社會生活和文化體系當中，從而達致“人心回歸”的政策目標。

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同基礎(chǔ)、并非最需要被政策吸納的群體，而缺乏認同基礎(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“錯位吸納”效應，消解了政策效果。盡管這一效應尚未對內(nèi)地發(fā)展政策的效應造成根本性挑戰(zhàn)，但也提示我們，在未來相關(guān)政策制定時，需要改變思路，將“錯位吸納”轉(zhuǎn)變?yōu)椤熬珳饰{”。如何通過合理的政策設(shè)計，實現(xiàn)政策資源的有效投放，也是未來進一步擴大香港青年、港澳青年內(nèi)地發(fā)展政策效應的重要課題。

誠然，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的變量，而不可觀測的內(nèi)生變量依然得不到控制，因此不能認為選擇性偏誤已經(jīng)得到完全的控制。其次，受研究數(shù)據(jù)所限，本文在變量測量和數(shù)據(jù)時效性上存在不足之處，例如對香港青年與內(nèi)地人的心理融合程度只能做間接測量，由于返回內(nèi)地變量的缺失導致不能使用該調(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)跨境政策效果的實證研究提供范式參考，未來可從更廣闊范圍內(nèi)持續(xù)對大灣區(qū)港澳青年跨境融合的綜合質(zhì)量進行全面評估。