短期來臺交流陸生之社會接觸
與政治態度變遷初探
王嘉州
（義守大學公共政策與管理學系教授）摘
要
本文主張來臺經驗有利陸生成為中國潛在的改革力量。為論證此 主張，本文根據社會接觸、認知失調與制度認同等理論提出四假設， 構成路徑分析假設模式。本文四項假設均獲實證支持，且組成一條關 連鏈：來臺陸生參觀愈多種臺灣政府機關，則其中國黨政軍機構信任 變愈低。隨此變化其對中國官員信任也變低，進而對臺灣爭取國際參 與之支持度變高，最後其兩岸統一支持度則變低。以上研究發現雖不 能推論到所有來臺陸生，但因議題具重要性，故提出此初探性質之報 告，以奠定後續研究的基礎。 關鍵詞：社會接觸、政治信任、統一態度、臺灣主權、機構信任壹、前言
爭取對岸青年的支持，已成兩岸領袖共同努力的目標，而來臺陸 生是我政府唯一可著力點。2012 年時任中共總書記胡錦濤親自出席在 北京舉辦的兩岸青年交流活動，並與赴陸臺生合影。12012年時任中華 羅印冲，〈胡錦濤跳電音三太子舞為指標 陸學者：中共涉台重心 移往年輕民國總統馬英九前往南臺科技大學與陸生座談。22013年民進黨舉辦研 習營，時任黨主席蘇貞昌與 34 名陸生面對面交流。32014年「太陽花 學運」後，習近平指出：兩岸關係的未來寄託於青少年，要設法讓兩 岸青年多交流。42016年《商業周刊》封面標題寫著：「招聘 740 萬臺 灣青年」，報導中國政府針對臺灣青年推行的契作案。5 來臺陸生可區分為兩類：第一類是短期交流的研修生，1999 年開 始來臺。104 學年度之人數為 34,138 名。第二類是修讀學位的學籍生， 2011年 9 月開始來臺，104 學年度在學人數為 7,813 名。6105學年則錄 取 3,035 名。陸委會將陸生來臺的政策效益歸納三點：「促進校園國際 化」、「強化臺灣學生競爭力」與「增進兩岸良性互動發展」。7此三 點政策效益似乎無法彰顯爭取陸生支持之重要性，以致於陸生納入全 民健康保險的修法案，行政院 2012 年 10 月函送立法院後，迄今仍未 完成修法。不過，中共對陸生來臺卻抱持戒慎恐懼之心態。中共機關 人〉，《聯合報》，2011 年 7 月 26 日，版 A13。 程炳璋，〈放寬來台入學 總統陸生相見歡〉，《中國時報》，2012 年 4 月 29日，版 A12。 黃驛淵，〈舉辦交流營 觸及黨外運動故事、三限六不…。蘇貞昌：讓陸生 了解民進黨〉，《聯合報》，2013 年 12 月 2 日，版 A17。 陳鍵興，〈習近平總書記會見宋楚瑜一行〉，《新華網》，2014 年 5 月 7 日，<http://news.xinhuanet.com/politics/2014-05/07/c_1110577861.htm>。 李欣宜、嚴瓊玉，〈招聘 740 萬臺灣青年 給房、給生活費，還給百萬創業 金，中國國台辦史上最大商業契作〉，《商業周刊》，第 1496 期，2016 年 7月 13 日，頁 70-100。 中華民國教育部，〈大專校院境外學生在臺留學／研習人數—按國別分 (2015-2016)〉，2016 年 1 月 30 日，《教育部統計處》， <http://stats.moe. gov.tw/files/detail/104/104_ab103.xls>。 中華民國陸委會，〈開放中國大陸學生來臺就學〉，2016 年 10 月 25 日， 《 中 華 民 國 行 政 院 大 陸 委 員 會 》， <http://www.mac.gov.tw/ct.asp? xItem=95050&CtNode=7159&mp=1>。
報《人民日報》主辦的《環球時報》，2014 年以頭版頭條方式，報導 「臺灣間諜策反大陸學生」、「利用調查表挖出家庭背景」、「鼓動 回大陸報考黨政機關」。8 從上述中共的反應可知，陸生來臺之影響層面，至少還包括催生 中國改革力量。來臺就學經驗已使陸生認為中國政府應在五方面向臺 灣學習：在政黨體制上，陸生開始省思一黨專政的合法性；在歷史事 件上，陸生認為中國政府應像臺灣政府承認「二二八事件」一樣面對 「六四事件」；在媒體角色上，主張應讓媒體發揮監督角色；在基本 人權上，認知到人權不是政府的施捨；在民主政治上，發現原來民主 這麼簡單，只是種生活方式且隨處可見。9來臺陸生出現上述改變，可 視為逐漸成為批判性公民，10故期待其成為推動政治改革的力量將是有 望的。11 從以上論述可知，透過改變來臺陸生的政治態度，培育改革力 量，以推進中國民主化進程，進而維護臺灣主權，乃臺灣可努力的方 向。不過，前段所述乃個案訪談歸納所得，是否普遍發生在來臺陸生 中？何種來臺經驗會促使陸生改變原有的政治態度？哪些政治態度產 生顯著的變化？為回答以上問題，本文針對來臺在 I 大學短期研修的陸 生，採用定群追蹤調查法，以社會接觸理論為起點，探討來臺陸生政 治態度的變化。 劉暢，〈臺灣間諜策反大陸學生〉，《環球時報》，2014 年 10 月 27 日， 版 1。 王嘉州，〈來臺就學對陸生政治態度之影響─開放式問卷調查法之分析〉， 《中共研究》，第 47 卷第 1 期，2013 年 1 月，頁 77-81。
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貳、文獻分析與研究假設
以下將從社會接觸理論出發，探討來臺陸生政治態度之連鎖變 化。其中包括機構信任、官員信任、臺灣主權接受度及統一態度。一、社會接觸
來臺陸生體驗過臺灣政府的施政作為，反思中國政府施政的適當 性，並主張該向臺灣政府學習，可視為社會接觸之影響。12社會接觸理 論假設：不同群體的人際互動，將影響群體成員的態度與行為。此影 響可能是消除既有偏見，但也可能是強化此偏見。熟人式接觸因存在 相互了解與信任，故有利於消除偏見；偶然式接觸欠缺了解與信任， 反倒助長偏見。13最有助於出現良好接觸結果的要件可歸納為五項，包 括互動團體間地位相等、有共同目標、有跨團體合作、受官方支持， 且具潛在友誼。14絕大多數研究顯示，群際接觸愈多則偏見將愈少。15 朋友是熟人式接觸的主要對象。有其他族群朋友者，其族群偏見 程度明顯較低，16也較接納移民。17透過兩岸交流感受善意，產生互 陳爾東，《從華盛頓到臺北—一位大陸年輕人眼中的臺灣》（臺北：秀威資 訊，2010 年），頁 60-62。Gordon W. Allport, The Nature of Prejudice (Cambridge: Addison-Wesley, 1954), pp. 263-268.
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信，建立聯繫網絡，較能產生理解的同情。此種立基於友誼之上的熟 人式接觸，使中國來臺短期交流的學者表示：「如果我現在是一個臺 灣人，在目前狀態下，我也不願意統一」。18偶然式接觸的對象可能是 不熟悉者、陌生人，甚或親友的親友。臺灣民眾對大陸觀光客短暫的 接觸，屬於偶然式接觸，實證研究發現會助長負面評價。19 為分析來臺陸生個人社會接觸經驗，本文將以其參訪臺灣政府機 構經驗當指標。因為，本文之目的乃探討如何改變來臺陸生的政治態 度，以推進中國政治改革，進而維護臺灣主權。不論中國政府職能的 改革，或臺灣政府治理成果的評價，都與政府機構息息相關。此外， 雖然個人的政治態度終身皆可能改變，20不過，可能改變不代表必定改 變，21變與不變的關鍵在於是否擁有非預期的資訊或事件體驗。22來臺 參觀政府機構的經驗，已被陸生與陸客指認為屬於衝擊既有認知的體
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驗。他們在臺期間參觀地方政府機關時，除訝異於「門口沒有保安盤 問，人們可以自由出入」，並獲得 「簡樸」、「親善」與「克制」等 非預期印象，且認定臺灣的政府機關是個「以民眾需求為核心，以民 眾的便利為宗旨的地方」。23 來臺陸生政府機構接觸經驗之廣度，將可連結前述之偶然式接觸 與熟人式接觸。陸生來臺主要接觸的政府機構可區分為五大類：總統 府、中央行政機關、中央立法機關、地方行政機關與地方立法機關。 來臺陸生若未曾親自到訪過上述機關，則其對臺灣政府機關之印象乃 來自二手傳播，甚至是中共之宣傳，猶如偶然式接觸，將欠缺了解與 信任，而無助於其政治態度往有利臺灣方向變遷。若其參觀過的機關 種類愈多，則愈類似於熟人式接觸，愈可能從中感受善意，產生互 信，建立聯繫網絡，進而產生理解的同情，將有助其政治態度往有利 臺灣方向變遷。簡言之，根據本文的指標，來臺陸生之社會接觸究竟 屬於偶然式或熟人式接觸，其判定標準不在來臺時間長短，而在於參 觀臺灣政府機關種類之多寡，愈多者愈屬於熟人式接觸。
二、社會接觸對機構信任變遷之影響
信任是在特定關係中，針對信任對象評估結果所發展出來的認知 行為。24政治信任的標的起源於政治支持的對象，包括政治社群、政體 與權威當局。25在此基礎上，政體可再細分為政治機構與規範，因而成 為四類。26另有五類分法，除維持政治社群外，政體再細分為政體形 李志題，〈請親自來聽一聽 看一看〉，戎撫天主編，《臺灣人看大陸 大 陸人看臺灣：兩岸徵文選粹 3》（臺北：商訊，2012 年），頁 129-133；蔡 博藝，《我在臺灣，我正青春：第一屆陸生來臺求學記事》（臺北：聯經， 2012年），頁 174-185。Russell Hardin, Trust (Malden: Polity Press, 2006), pp. 17-18.
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式、政體表現與政體機構，另再加入政治人物。27上述標的可予以簡 化，將政治信任的測量方式，區分為信任對象與信任內涵兩類。政治 信任對象包括政治社群、政體形式與政體機構。政治信任內涵則專對 政治人物。28 政體機構乃最常被用為政治信任對象的指標。29政體機構信任的操 作型定義，針對中國的研究，乃列出各類機構，並詢問受訪者對其信 任程度。這些機構可區分為三類：第一類是行政機構，例如政府；第 二類是法律機關，例如法院；第三類是社會機構，例如媒體。30不過， 根據三權分立原則，機構信任可聚焦於中央政府、全國人民代表大會 （以下簡稱「全國人大」）與最高人民法院。31配合中國「以黨領政」 的國情，機構信任乃包含中央政府、全國人大與中國共產黨。32基於中
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共「槍桿子出政權」的傳統，加上全國人大被視為黨與政府部門的 「橡皮圖章」，故以解放軍取代全國人大應屬合理。此外，中國最高 領導人新繼任後，不論是江澤民、胡錦濤或習近平，其權位是否穩固 的指標，乃是否已同時接任總書記、國家主席及中央軍事委員會主席 等職位。因此，本文所分析的機構信任，乃指對中國共產黨、中國中 央人民政府及中國人民解放軍的信任。 影響中國民眾機構信任的因素可歸納為文化與制度兩類。33文化理 論主張政治信任是外生的，乃個體生活經驗所形成的性格特徵，強調 國家文化與個體社會化之影響。制度理論主張政治信任是內生的，乃 個體對制度績效的理性反應，強調政府績效與個體對政績評價之影 響。34不論文化理論或制度理論，都重視個體生活經驗的影響，差別僅 是前者強調早期經驗，而後者關注近期經驗。35因此，陸生來臺社會接 觸對機構信任之影響，即可歸屬於制度理論之範疇。 來臺陸生經由參觀臺灣各級政府機關，了解其中實際運作情形， 發現這才是真正「以人為本」，而喜愛臺灣政府的親民表現。再對比
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中國黨政軍機構高不可攀的衙門形象，將降低對中國黨政軍機構的信 任。猶如來臺陸生理性比較兩岸生活後感嘆：在客場（臺灣）竟可比
自己的主場（中國）活得更有尊嚴和安全感。36針對中國公民的研究已
發現：若對外國社會經濟情況評價愈高，則對中國政府評價愈差且信 任度愈低。此種轉變之關鍵乃「參照點」改變，亦是相對剝奪理論
(relative deprivation theory)與社會比較理論(social comparison theory)
所強調的社會比較。37此一解釋，可歸類為政治信任研究中的制度理 論，屬於個體對政府績效評價變遷之影響。38據此，可推論陸生來臺後 的政府機關參觀經驗值，與其對中國機構信任變化乃呈現反向關係， 並提出假設 1 如下： H1. 來臺陸生參觀臺灣政府機關種類愈多，則其對中國黨政軍機構信 任度愈低。
三、機構信任變遷對官員信任變遷之影響
政治人物信任的內涵包括決策、操守及可信度。39中共官方的政治 劉二囍，《亞細亞的好孩子》（臺北：信實文化，2013 年），頁 170。Haifeng Huang, “International Knowledge and Domestic Evaluations in a Changing Society: The Case of China,” American Political Science Review, Vol. 109, No. 3, August 2015, pp. 613-632.
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宣傳，造就中國民眾對政治機構的信任程度舉世第一。40中國官員致力 於宣傳黨國對人民需求的回應性，其慣用語乃「為人民服務」。例如 2015年 9 月 3 日，中國舉辦紀念抗日戰爭勝利 70 周年大閱兵。國家主 席習近平校閱部隊時表示：「同志們辛苦了」。受檢部隊則齊聲回 答：「為人民服務」。中國學生在不同階段都得接受政治教育，官方 說法因而滲透成為學生的直覺反應，41也造就中國民眾民族主義意識世 界最高。42不過，陸生來臺後將發現，在政體機構信任上，根據官方宣 傳所建構的認知與事實間存在差距。 認知是種標準或預期，例如價值、信念、態度和知識，可用以察 覺是否存在失調。43認知失調理論基本假定，人具有追求平衡的傾向， 但認知元素間可能存在不一致的關係，因而導致認知失調。44為減緩認
知失調以達成平衡，當事人可能的途徑區分為三種：自我一致模式(self-consistency model)乃改變態度迎合環境；自我肯定模式(self-affirmation
model)乃企圖改變環境以適應認知；嶄新目光模式(New Look model)
乃增加新的認知。45既然中國官員的宣傳促成陸生擁有高程度的政體機
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構信任，當陸生政體機構信任因參觀臺灣各種政府機關而降低時，陸 生對中國官員的信任也將隨之降低，如此方能使其認知恢復平衡。此種 轉變符合前述之自我一致模式。據此，可推論來臺陸生對中國機構信任 之變化，與其對中國官員信任變化乃呈現同向關係，並提出假設 2： H2.來臺陸生對中國黨政軍機構信任變遷值，與其對中國官員信任變遷 值呈正相關。
四、官員信任變遷對臺灣主權接受度變遷之影響
主權爭議與安全威脅乃兩岸政治紛爭的核心。46兩者中，又以主權 議題最具關鍵。47在國際事務上，中共將「中國」定位為「中華人民共 和國」，並視兩岸關係為內政事務。48在此原則下，中共在國際社會上 企圖確立其為臺灣「宗主國」的地位。49此外，因有形實力的不對稱， 以及中共對臺灣主權的要求，50使得臺灣無法參與區域經濟整合機制， 國際組織參與亦受限。51因此，來臺陸生的臺灣主權接受度，其指標可of Experimental Social Psychology, Vol. 37, No. 3, May 2001, pp. 229-230.
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設為對臺灣爭取國際參與的支持度。 根據中國官方的說法，中華民國在 1949 年已經消失。52因此，陸 生普遍相信臺灣是中國的地方政府，目前雖分治但很快就會統一。來 臺經驗將使陸生上述認知日漸動搖，因為陸生發現：所謂的臺灣，並 非僅是一個島上住著一些人，而是真實存在政府的治理，這個政府代 表中華民國。來臺經驗使陸生想像的臺灣，逐漸變成真實的臺灣，此 時將發生認知失調。此認知失調主要指中華民國究竟是否為持續存在 的主權獨立國家。 根據前述自我一致模式、自我肯定模式與嶄新目光模式，來臺陸 生面對中華民國究竟是否持續存在產生認知失調時，其所可能對應方 式可區分為三種：第一種是改變行為迎合環境，亦即接受「中華民國 是主權獨立的國家，仍繼續存在於臺灣」；第二種是改變環境適應認 知，亦即來臺陸生致力於讓臺灣民眾接受「臺灣是中華人民共和國的 地方政府」；第三種是增加新的認知，亦即來臺陸生與他人討論臺灣 究竟是主權獨立的國家，抑或是中國的地方政府，最終可能改變或維 持原先態度。 官員信任乃人民認為政府做為符合其期望的程度，53包括認知、情 感與評價三個面向。54中華民國在 1949 年已消失乃中國官員所建構的 論述。因此，當來臺陸生對中國官員的信任發生動搖時，其對應中華
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民國究竟是否持續存在的認知失調，所採行的方式將會是改變行為迎 合環境，也就是接受中華民國是主權獨立的國家，仍續存於臺灣。高 政治信任感的陸生，對中國政府施政之評價較高，因此較傾向支持中 國政府的對臺政策。55既然來臺陸生參觀臺灣各種政府機關的經驗，與 其中國機構信任變遷值及中國官員信任變遷值為負相關，故可能降低 對中國打壓臺灣主權政策的支持，轉而較支持臺灣爭取國際空間的作 為。據此，可推論來臺陸生對中國官員信任之變化，與其對臺灣國際 參與支持度變化乃呈現反向關係，並提出假設 3 如下： H3. 來臺陸生對中國官員信任變遷值，與其支持臺灣國際參與態度變 遷值呈負相關。
五、主權接受度變遷對統一態度變遷之影響
以「一國兩制」統一臺灣是中共對臺政策的核心主張，56亦是來臺 陸生對兩岸未來發展的主流答案，但卻非臺灣民意的主流。隨著中國 日益富強，世界知名國際關係學者米爾斯海默(John J. Mearsheimer)預 測：臺灣終將被中國統一。57在四種常見的兩岸統一模式中，臺灣民眾 對「一國兩制」的偏好程度低於聯邦與「一中兩憲」。58因此，曾有陸 生在課堂向作者提問：為什麼臺灣民眾不支持「一國兩制」？ 王嘉州，〈來臺陸生的政治態度與臺灣主權接受程度〉，《台灣政治學 刊》，第 15 卷第 2 期，2011 年 12 月，頁 88。 中華人民共和國國務院新聞辦公室，〈臺灣問題與中國的統一〉，1993 年 8 月，《中國政府網》， <http://big5.gov.cn/gate/big5/www.gov.cn/zwgk/2005-05/25/content_661.htm>。John J. Mearsheimer, “Taiwan’s Dire Straits,” The National Interest, No. 130, March/April 2014, pp. 29-39.
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在中共的主權要求與武力威脅下，臺灣民眾對於改變現狀甚大的 「統一」或「獨立」，都持戒慎恐懼態度。59臺灣與中國關係的選擇， 臺灣學界常用的調查題目乃「統獨偏好六分類測量」，60其選項由急獨 到急統之順序如下： 盡快宣布獨立； 維持現狀，以後走向獨立； 永遠維持現狀； 維持現狀，看情形再決定獨立或統一； 維持現 狀，以後走向統一； 盡快統一。61主張「維持現狀，以後看情形再決 定統一或是獨立」以及「永遠維持現狀」的臺灣民眾，自 2001 年以來 都維持在五成以上，2016 年 6 月則為六成。臺灣民眾選擇「盡快統一」 的比率也都維持在 2%以下。62 相對臺灣民眾的選擇偏向維持現狀，本文主張來臺陸生的統一態 度，也將隨著降低對中國打壓臺灣主權政策的支持，而往維持現狀方 向變遷。因為，來臺就學經驗除了前言所提，已使陸生認為中國政府 應在五方面向臺灣學習外，來臺陸生曾在作者課堂討論臺灣優勢時提 出：很羨慕可以持用中華民國護照，因為可以免簽證赴美國。上述舉 證已顯示，已有來臺陸生不僅承認中華民國的存在，且很肯定其治理 績效。因此，陸生來臺後接受中華民國是主權獨立的國家，仍續存於 陳義彥、陳陸輝，〈模稜兩可的態度還是不確定的未來：臺灣民眾統獨觀的 解析〉，《中國大陸研究》，第 46 卷第 5 期，2003 年 10 月，頁 1-20；
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臺灣，進而較支持臺灣爭取國際空間的作為，可視為制度認同之表 現。 制度認同著重政治社會經濟體制的公民認同。在自由開放的國 家，制度認同是吸引他國移民的主因。63認同是人們意義與經驗的來 源。64人們基於不同程度的壓力、誘因及自由而創造出自己的認同。65 認同發生於個體接受群體之影響，以建立或維持自我滿意的關係。66在 多數情況下，人們可愉快地生活在多重認同中，並隨環境需要而轉 換。67兩岸的語言相同且文化相近，將有助於來臺陸生對臺灣產生制度 認同。68為避免兩岸統一毀壞臺灣制度，也為了給中華民族未來的發展 留下另外一種方向，陸生來臺後對兩岸關係的選擇，將可能變得較遠 離「盡快統一」。據此，可推論來臺陸生對臺灣國際參與支持度之變 化，與其對兩岸統一支持度變化乃呈現反向關係，並提出假設 4 如下： H4. 來臺陸生支持臺灣國際參與態度變遷值，與其對兩岸統一支持度 變遷值呈負相關。 江宜樺，〈自由民主體制下的國家認同〉，《臺灣社會研究季刊》，第 25 期，1997 年 3 月，頁 98-102。
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參、研究設計
以下將依序說明研究架構、資料來源及變數測量。一、研究架構
本文主張來臺經驗會改變陸生的政治態度，使其成為潛在的改革 力量，有利推進中國政治改革，進而維護臺灣主權。經由文獻分析所 提出的四個假設，可構成路徑分析假設模式（請見圖 1）。假設 1 與假 設 2 均涉及促使陸生成為改革力量。假設 1 指涉陸生來臺參觀政府機構 經驗，與其中國黨政軍機構信任變遷乃負相關。假設 2 則在假設 1 的基 礎上進一步指出：中國機構信任變遷與中國官員信任變遷乃正相關。 假設 3 與假設 4 都有關維護臺灣主權。假設 3 在假設 2 的基礎上提出： 中國官員信任變遷與臺灣參與國際組織支持度變遷乃負相關。假設 4 在 假設 3 的基礎上推論：臺灣參與國際組織支持度變遷與兩岸統一支持度 變遷乃負相關。 H1 炼 H2 為 H3 炼 H4 炼 䣦㚫㍍ 妠䴻槿 㨇㥳ᾉ ả嬲怟 ⭀⒉ᾉ ả嬲怟 ᷣ㪲㍍⍿ ⹎嬲怟 䴙ᶨン ⹎嬲怟 圖 1 研究架構 資料來源：作者整理自本文。二、資料來源
為驗證前述四項假設，本文以 I 大學短期研修的來臺陸生為研究對 象，進行定群追蹤調查。選擇 I 大學的來臺陸生，主因乃其人數較眾， 共計 270 名陸生，具資料蒐集便利性。這些陸生來自中國 33 所大學， 38.52%分屬 12 所「九八五工程」大學。6930.74%分屬 9 所「二一一工 「九八五工程」為中國大陸為了建設若干所世界一流大學和一批國際知名的程」大學。7030.74%分屬 12 所其他類大學。71此種分布，具有最大差 異化的特徵，有利於探討不同類別對象的共通性。 第一波問卷利用 2010 年 9 月 23 日（開學第一周），I 大學進行陸 生入學輔導講習的時間，以自填問卷調查方式，發放 267 份問卷，由 陸生自行填答，共回收 206 份，回收率 77%。第二波問卷利用 2011 年 1月 9 日（開學第十七周）宿舍晚點名時發出問卷。因該校陸生均住學 校宿舍，本文透過熟識的陸生發放，由陸生自行填答。部分當晚不在 而未收到問卷的陸生，均再追蹤補發。共計發放 267 份問卷，回收 233 份，回收率 87%。 本文採用自填問卷調查方式，使每份問卷均屬匿名，可避免迎合 式的回答。不過，因無法辨別填答者，故並非兩波調查均填寫者就能 進行定群追蹤。透過受訪對象的基本資料，作者進行兩波問卷資料的 比對，以找出可進行定群追蹤的樣本。首先比對「E-MAIL 信箱」，若 相同即可確定兩份問卷屬同一人。不過，有些受訪者未填寫或兩次填 寫不同。若如此，則接續比對「就讀的學校位於哪一省區」、「居住 在哪一省區」、「性別」、「出生年」、「就讀幾年級」、「來臺就 讀的學院」。因資料填寫不完整，雖兩波問卷各回收 206 與 233 份， 但能進行定群追蹤的問卷數僅 115 份。 高水準研究型大學而實施的教育計畫。這 12 所大學包括：山東大學、中國 海洋大學、吉林大學、西安交通大學、東北大學、武漢大學、南京大學、哈 爾濱工業大學、華中科技大學、廈門大學、電子科技大學、蘭州大學。 「二一一工程」為中國大陸自 1995 年開始推行的教育政策，目的在於建設 100所左右的高等學校與重點學系為世界一流學校與學系。這 9 所大學包 括：中國傳媒大學、北京交通大學、合肥工業大學、西南大學、西南交通大 學、長安大學、貴州大學、暨南大學、廣西大學。 這 12 所大學包括：三峽大學、吉林大學珠海學院、安徽科技學院、成都中 醫藥大學、汕頭大學、西華師範大學、華僑大學、溫州醫學院、廣州大學、 廣州中醫藥大學、廣東外語外貿大學、廣東交通職業技術學校。
在可定群追蹤的研究對象中，有 19 位因填答不完整而無法分析， 故本文用以驗證假設模式之觀察對象為 96 位。本文使用 SPSS Amos 軟體進行結構方程模式（Structural Equation Models，簡稱 SEM）的 路徑分析。進行 SEM 分析所需樣本數，可取決於模型觀察變項數，通 常至少介於 10：1 到 15：1 之間。72圖 1 所列的模型觀察變項數為 5， 因此分析樣本數至少要 50 至 75 個，故本文之樣本數已足夠。這 96 個 研究對象，76.0%為女性，24.0%為男性。12.5%為大學部二年級， 78.1%為三年級，7.3%為四年級，2.1%為碩士班二年級。80.2%為城市 戶籍，17.7%為農村戶籍。7.3%為中共黨員，92.7%為非黨員。
三、變數測量
(一)社會接觸 社會接觸採用參觀臺灣各類政府機構之經驗為測量指標。其測量 方 式 乃 依 序 列 出 五 類 機 關 ： 總 統 府 、 中 央 行 政 機 關 （ 行 政 院 各 部 會）、中央立法機關（立法院）、地方行政機關（縣市政府、鄉鎮市 區公所）與地方立法機關（縣市議會、鄉鎮市民代表會），並詢問受 訪者參觀該類機構的次數。本文分析時將各題的答案區分為「有」與 「無」兩類。五題的 Cronbach’s 值為 0.60。加總五題之答案，可得 到陸生來臺參觀政府機構的經驗值介於 0 到 5。0 代表完全沒有參觀臺 灣政府機構的經驗，5 代表五類全都參訪過。 (二)機構信任 機構信任的測量方式，乃依序列出中國共產黨、中央政府與解放 軍，並詢問受訪者對該機構的信任程度。每題均有六個選項，用 1 代表 完全不可信任，6 代表完全可信任。合併三題之填答並取平均值，以 1 為最小值，6 為最大值。數值愈大代表機構信任愈高。三題的 Cron-吳明隆，《結構方程模式 AMOS 的操作與應用》（臺北：五南，2013 年）， 頁 10。bach’s 值，第一波為 0.80，第二波為 0.87。用第二波的值減第一波， 即可得出機構信任變遷。此變遷的最大值為 5，最小值為-5。數值若為 正，愈大代表提升愈高；若為負，則為降低。 (三)官員信任 本文從「政策制訂」、「可信度」與「操守」等三面向，測量來 臺陸生對中國官員的信任程度。政策制訂面向的題目：Q1.「政府做事 常常是想到哪裡，做到哪裡，欠缺長遠性的計畫。」Q2.「政府決定重 大政策時，會把民眾的福利放在第一優先考慮的地位。」可信度面向 的題目： Q3.「政府所做的事大多數是正確的。」Q4.「政府官員時常 浪費老百姓所繳納的稅金。」操守面向的題目：Q5.「大部分的政府官 員都是清廉，不會貪污的。」Q6.「不相信政府首長在電視或報紙上所 說的話。」以上問題均有「非常不同意」、「不同意」、「同意」、 「非常同意」等四個選項。其中 Q1、Q4 及 Q6 均經反向處理。合併以 上六題之填答並取其平均值，計算來臺陸生對中國官員的政治信任。 以 1 為最小值，4 為最大值，數值愈大代表愈信任。六題的 Cronbach’s 值，在第一波為 0.84，第二波為 0.83。以第二波官員信任值減第一波 的值，即可得出官員信任的變遷值。該數值介於-3 到 3 之間。數值若 為正，愈大代表提升愈高；若為負，則為降低。 (四)主權接受度 本文從三個面向建構臺灣主權接受程度，包括「臺灣代表團參與 國際活動時使用中華民國的國旗、國號與國歌」、「臺灣以『中華民 國』名義成為世界衛生組織的正式會員」及「臺灣以『中華民國』名 義加入聯合國」。以上問題均有「非常不支持」、「不支持」、「支 持」、「非常支持」等四個選項。將三項議題的接受程度合併後取平 均值，以 1 為最小值，4 為最大值，數值愈大代表對臺灣主權接受程度 愈高。三題的 Cronbach’s 值，在第一波為 0.88，第二波為 0.90。以 第二波的值減第一波的值，即可得出臺灣主權接受度的變遷值。該數 值介於-3 到 3 之間。數值若為正，愈大代表提升愈高；若為負，則為
降低。 (五)統一態度 本文沿用臺灣學界常用的「統獨偏好六分類測量」以分析來臺陸 生統一態度的變遷，問卷題目為：「關於臺灣和大陸的關係，有下面 幾種不同的看法，請問您比較偏向那一種？ 盡快統一； 盡快宣布 獨立； 維持現狀，以後走向統一； 維持現狀，以後走向獨立； 維持現狀，看情形再決定獨立或統一； 永遠維持現狀。」因陸生所 受教育乃兩岸終將統一，故「永遠維持現狀」、「維持現狀，以後走 向獨立」與「盡快宣布獨立」等選項，可預期將極少陸生填答，故將 之合併為「反對統一」，重新編碼為 1。「維持現狀，看情形再決定獨 立或統一」重新編碼為 2；「維持現狀，以後走向統一」重新編碼為 3；「盡快統一」重新編碼為 4。如此，即可區分出陸生贊成統一的程 度。將第二波的統獨立場減第一波，即可得出統一態度變遷值。該數 值介於-3 到 3 之間。數值若為正，愈大代表變得愈支持統一；若為負， 則為變得不支持。
肆、資料分析
以下將依序說明觀察變數之敘述統計，以及結構模式驗證之結 果。一、敘述統計
本文五個觀察變數，包括社會接觸經驗、機構信任變遷、官員信 任變遷、主權接受度變遷與統一態度變遷，其平均數、標準差、最小 值、最大值、偏態與峰度整理如表 1。各變數的偏態係數絕對值都小於 3，峰度係數絕對值都小於 10，顯示各變數資料符合常態分配。從平均 數可知，陸生來臺 16 周後，整體而言對中國黨政軍機構的信任降低 0.38；對中國官員的信任程度降低 0.1；對臺灣主權的接受度提升 0.13；對兩岸統一的支持度降低 0.18。這些變化符合本文提出的主張：來臺經驗會改變陸生的政治態度，使其成為潛在的改革力量，有利推 進中國政治改革，進而維護臺灣主權。以下將依序說明五個觀察變數 詳細的統計分布。 表 1 五個觀察變數之敘述統計 社會接觸 經驗 機構信任 變遷 官員信任 變遷 主權接受 度變遷 統一態度 變遷 平均數 1.25 -0.38 -0.10 0.13 -0.18 標準差 1.11 0.90 0.43 0.65 0.78 最小值 0.00 -4.33 -1.67 -1.33 -2.00 最大值 5.00 1.67 1.33 2.67 2.00 偏態 1.26 -0.90 0.04 0.45 0.19 峰度 1.81 3.11 2.93 1.67 1.11 變數 數值 資料來源：作者整理自本文。 (一)社會接觸經驗 本文定群追蹤的 96 個研究對象，來臺期間 71.9%曾參觀過總統府； 9.4%曾參觀過行院院各部會；5.2%曾參觀立法院；28.1%曾參觀縣市 政府或鄉鎮市區公所；10.4%曾參觀縣市議會或鄉鎮市民代表會。合併 上述五類機關的參訪經驗，所得的平均數為 1.25，標準差 1.11。22.9% 全無參觀臺灣政府機關之經驗，49.0%有 1 類參觀經驗，14.6%有 2 類， 9.4%有 3 類，2.1%有 4 類，2.1%有 5 類。 (二)機構信任變遷 陸生剛抵臺時對中國共產黨、中央政府與解放軍的信任程度，平 均數（標準差）分別為 4.56(1.14)、4.72(0.97)與 5.20(0.87)。上述指數 範圍乃 1 到 6，由此可知陸生整體而言屬高度信任中國政體機構。其 中，對解放軍的信任程度最高，其次為中央政府，中國共產黨則排第 三。16 周後對此三個機構的信任程度，平均數（標準差）分別為 4.15
(1.17)、4.41(1.02)與 4.80(1.08)。將兩波信任程度進行成對樣本平均數 的 T 檢定後發現，陸生來臺 16 周後對此三個機構的信任程度均顯著下 降，分別下降了 0.42(p<0.01)、0.31(p<0.01)與 0.40(p<0.001)。 陸生剛來臺時的機構信任程度，平均數為 4.83，標準差 0.84。陸 生來臺 16 周後的平均數為 4.45，標準差 0.97。將兩波的機構信任進行 成對樣本平均數的 T 檢定後發現，陸生來臺 16 周後的機構信任，其平 均數顯著下降了 0.38(p<0.001)。來臺陸生機構信任之變遷可繪製如圖 2，其平均數為-0.38，標準差為 0.90。該變遷之理論值介於-5 到 5 之 間，實際值則出現於-4.33 到 1.67 之間。數值為負且愈小，代表來臺後 對中國黨政軍機構信任程度變愈低。從圖 2 可知，54.17%來臺陸生之 機構信任程度變低，23.96%變高，21.88%沒有變化。整體而言，來臺 陸生機構信任變低者比變高者多 30.21%。 1.04 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 6.25 2.08 6.25 10.42 13.54 14.58 21.88 12.50 5.21 2.08 3.13 1.04 0 5 10 15 20 25 -4.33 4.00 -3.67 -3.33 -3.00 -2.67 -2.33 -2.00 -1.67 -1.33 -1.00 -0.67 -0.33 0.00 0.33 0.67 1.00 1.33 1.67 % 㯚㭆⅜⁶崅懲↷ 圖 2 來臺陸生機構信任變遷圖 資料來源：作者整理自本文。 說 明：問卷數為 96。
(三)官員信任變遷 陸生剛來臺時對中國官員的信任程度，平均數為 2.68，標準差 0.53。16 周後的平均數為 2.58，標準差 0.47。上述指數範圍乃 1 到 4， 由此可知陸生整體而言屬中度信任中國官員。將兩波官員信任進行成 對樣本平均數的 T 檢定後發現，來臺 16 周後的官員信任，其平均數顯 著下降了 0.10(p<0.05)。來臺陸生官員信任之變遷可繪製如圖 3，其平 均數為-0.10，標準差為 0.43。此變遷之理論值介於-3 到 3 之間，實際 值則出現於-1.67 到 1.33 之間。數值為負且愈小，代表來臺後對中國官 員信任程度變愈低。從圖 3 可知，14.58%來臺陸生對中國官員的信任 程度沒有變化，33.33%變高，52.08%變低。整體而言，來臺陸生對中 國官員信任變低者比變高者多 18.75%。 1.04 0.00 0.00 1.04 1.04 2.08 2.08 12.50 14.58 17.71 14.58 18.75 7.29 4.17 1.04 0.00 0.00 0.00 2.08 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 -1.67 -1.5 -1.33 -1.17 -1.00 -.83 -.67 -.50 -.33 -.17 .00 .17 .33 .50 .67 0.83 1 1.17 1.33 % ⴓ♜⅜⁶崅懲↷ 圖 3 來臺陸生官員信任變遷圖 資料來源：作者整理自本文。 說 明： 問卷數為 96。 因小數點第三位四捨五入，故圖中百分比加總僅為 99.98%。
(四)臺灣主權接受度變遷 為檢定來臺陸生對臺灣主權接受度是否有顯著變化，以下將以交 叉分析表呈現陸生剛來臺時與來臺 16 周後的比較。為避免進行兩波調 查結果的交叉分析時出現太多細格為小於 5，故將「非常支持」與「支 持」合併為「支持」，「不支持」與「非常不支持」合併為「不支 持」。三個面向的臺灣主權接受度變化分述如下： 來臺陸生對臺灣參與國際活動使用中華民國象徵的態度，從表 2 的 費氏精確檢定(Fisher’s exact test)(p ＝.002)可知，抵臺 16 周後已有顯 著改變。從總和百分比可知，6.25%屬穩定的支持使用中華民國象徵 者。77.08%屬穩定的不支持使用中華民國象徵者。16.67%屬改變原本 態度者，其中 3.13%屬支持變不支持者，13.54%屬不支持變支持者， 故支持者淨增 10.41%。 表 2 來臺陸生對臺灣參與國際活動使用中華民國象徵的態度變化 來臺 16 周後 合計(%) 不支持 支持 剛來臺 不支持 77.08 13.54 90.62 支持 3.13 6.25 9.38 合計(%) 80.21 19.79 100 資料來源：作者整理自本文。
說 明：Fisher’s exact test，p=.002。Somers’ d=0.517，p=.018。問卷數為 96。 來臺陸生對中華民國成為世界衛生組織(WHO)正式會員的態度， 從表 3 的費氏精確檢定(p ＝.008)可知，抵臺 16 周後已有顯著改變。從 總和百分比可知， 5.21%屬穩定的支持中華民國加入 WHO 者。78.13% 屬穩定的不支持者。16.67%屬改變原本態度者，其中 4.17%屬支持變 不支持者，12.50%屬不支持變支持者，故支持者淨增 8.33%。
表 3 來臺陸生對中華民國成為 WHO 正式會員的態度變化 來臺 16 周後 合計(%) 不支持 支持 剛來臺 不支持 78.13 12.50 90.63 支持 4.17 5.21 9.38 合計(%) 82.30 17.71 100.01 資料來源：作者整理自本文。
說 明： Fisher’s exact test，p=.008。Somers’ d=0.418，p=.044。問卷數 為 96。 因小數點第三位四捨五入，故表中百分比加總為 100.01%。 來臺陸生對中華民國加入聯合國的態度，從表 4 的費氏精確檢定 (p＝.001)可知，抵臺 16 周後已有顯著改變。從總和百分比可知， 3.13%屬穩定的支持中華民國加入聯合國者。91.67%屬穩定的不支持 者。5.21%屬改變原本態度者，其中 1.04%屬支持變不支持者，4.17% 屬不支持變支持者，故支持者淨增 3.13%。 表 4 來臺陸生對中華民國加入聯合國的態度變化 來臺 16 周後 合計(%) 不支持 支持 剛來臺 不支持 91.67 4.17 95.84 支持 1.04 3.13 4.17 合計(%) 92.71 7.30 100.01 資料來源：作者整理自本文。
說 明： Fisher’s exact test，p=.001。Somers’ d=0.707，p=.074。問卷數 為 96。
將三項議題的接受程度合併後取平均值，構成臺灣主權接受度。 陸生剛來臺時的臺灣主權接受度，平均數為 1.70，標準差 0.57。16 周 後的平均數為 1.83，標準差 0.66。上述平均數範圍乃 1 到 4，由此可知 陸生整體而言屬低度接受臺灣主權。將兩波的臺灣主權接受度進行成 對樣本平均數的 T 檢定後發現，陸生來臺 16 周後的臺灣主權接受度， 其平均數顯著提高了 0.13(p=0.056)。來臺陸生對臺灣主權接受度之變 遷可繪製如圖 4，平均數為 0.13，標準差為 0.65。此變遷之理論值介 於-3 到 3 之間，實際值則介於-1.33 與 2.67 之間。數值愈大代表陸生來 臺後其臺灣主權接受度提升愈多。從圖 4 可知，34.38%來臺陸生之臺 灣主權接受度沒有變化，23.96%變低，41.67%變高。整體而言，來臺 陸生對臺灣主權接受度提升者比降低者多 17.71%。 1.04 8.33 6.25 8.33 34.38 17.71 8.33 13.54 0.00 1.04 0.00 0.00 1.04 0 5 10 15 20 25 30 35 40 -1.33 -1.00 -.67 -.33 .00 .33 .67 1.00 1.33 1.67 2 2.33 2.67 % 卵䇞ᾶ㲅㔠╒䮆〡崅懲↷ 圖 4 來臺陸生臺灣主權接受程度變遷圖 資料來源：作者整理自本文。 說 明： 問卷數為 96。 因小數點第三位四捨五入，故圖中百分比加總僅為 99.99%。
(五)統一態度變遷 為檢定來臺陸生統一態度是否有顯著的變化，以下將以交叉分析 表呈現陸生剛來臺時與來臺 16 周後的比較。為避免進行兩波調查結果 的交叉分析時出現太多細格為小於 5，故將「維持現狀，以後走向統 一」與「盡快統一」合併為「支持統一」，「維持現狀，看情形再決 定獨立或統一」、「永遠維持現狀」、「維持現狀，以後走向獨立」 與「盡快宣布獨立」合併為「不支持統一」。 來臺陸生的統一態度，剛來臺與來臺 16 周後的交叉比較整理如表 5。從表 5 的費氏精確檢定(p=.001)可知，陸生來臺 16 周後，其統一態 度已有顯著改變。從總和百分比可知， 69.79%屬於穩定的支持兩岸統 一者。11.46%屬於穩定的不支持兩岸統一者。18.75%屬於改變原本態 度者，其中 11.46%屬於從支持變為不支持者，7.29%屬於從不支持變 為支持者，因而不支持統一者淨增 4.17%。 表 5 來臺陸生統一態度變化 來臺 16 周後 合計(%) 不支持 支持 剛來臺 不支持 11.46 7.29 18.75 支持 11.46 69.79 81.25 合計(%) 22.92 77.08 100 資料來源：作者整理自本文。
說 明：Fisher’s exact test, p=.001。Somers’ d=0.470，p=.001。問卷數為 96。 來臺陸生統一態度之變遷可整理如圖 5，平均數為-0.18，標準差為
0.78。此變遷之理論值介於-3 到 3 之間，實際值則介於-2 與 2 之間。數
值為負且愈小代表陸生來臺後愈不支持兩岸統一。從圖 5 可知，58.33% 來臺陸生之統一態度沒有變化，29.17%變得較不支持統一，12.50%變
得較支持。整體而言，來臺陸生臺灣統一態度往不支持方向變遷者比 支持者多 16.67%。 4.17 25.00 58.33 9.38 3.13 0 10 20 30 40 50 60 70 -2 -1 0 1 2 % 们ύ㋆〡崅懲↷ 圖 5 來臺陸生統一態度變遷圖 資料來源：作者整理自本文。 說 明： 問卷數為 96。 因小數點第三位四捨五入，故圖中百分比加總為 100.01%。
二、結構模式驗證
以下將依序說明整體模型適配度檢定，以及研究假設驗證。 (一)整體模型適配度檢定 結構方程模式的整體適配指標可區分為三類，包括絕對適配指 標、增值適配指標與簡約適配指標。73本文歸納三類適配指標常用的 14項衡量指標，並整理各指標的判斷標準、檢定數值與模式適配判斷 如表 6。 吳明隆，《結構方程模式 AMOS 的操作與應用》，頁 67-88。本文在絕對適配指標的五項衡量指標中均符合標準。在增值適配 指標的六項衡量指標中，有四項符合標準。規範適配指標(Normed fit
index, NFI)之數值等於 0.89，相對適配指標(Relative fit index, RFI)
之數值等於 0.82，雖小於 0.90 但也都很接近。因此，本文大致符合增 值適配指標的標準。在簡約適配指標的三項衡量指標中，有二項符合 標準。簡效規範適配指標(Parsimonious normed fit index, PNFI)以大 於或等於 0.50 為宜，本文為 0.39。因此，本文大致符合簡約適配指標 的標準。 表 6 整體模型適配度指標檢定結果 適配指標 衡量指標 判斷標準 檢定數值 模式適配判斷 絕對適配指標 2值 p>0.5 3.67(p=.72) 是 2自由度比 <3.0 0.61 是 GFI值 ≧0.9 0.99 是 RMR值 <0.05 0.04 是 RMSEA值 <0.08 0.00 是 AGFI值 ≧0.9 0.97 是 NFI值 ≧0.9 0.89 否 RFI值 ≧0.9 0.82 否 IFI值 ≧0.9 1.08 是 TLI(NNFI)值 ≧0.9 1.16 是 CFI值 ≧0.9 1.00 是 PGFI值 ≧0.5 0.39 否 PNFI值 ≧0.5 0.54 是 CN值 ≧200 327.00 是 增值適配指標 簡約適配指標 資料來源：作者整理自本文。
(二)研究假設驗證 本文經由文獻探討提出四項假設，其路徑分析之標準化係數、顯 著水準與多元相關平方值(R2)整理如圖 6。圖 6 資料顯示，路徑係數的 參數符號與研究假設所提方向相同，且所有路徑係數之參數估計值均 達統計上的顯著水準，故假設模式通過模式內在結構適配度的檢定， 且四項假設均獲得實證支持。以下依序說明四項假設的假定結果。 假設 1 主張來臺陸生參觀臺灣政府機關種類愈多，其對中國黨政軍 機構信任度愈低。經檢定後發現，參觀臺灣政府機關經驗與中國機構 信任變遷為顯著反向關係。兩者的路徑係數為-.26(p<.01)，代表在臺參 訪經驗每增加 1 個單位標準差，則對中國機構信任將降低 0.26 個單位 標準差。前者可解釋後者 7%的變異。陸生來臺參觀政府機關，提供其 進行兩岸比較的機會，可能因而降低對中國黨政軍機構的信任。此結 果支持制度理論主張之政府績效的影響。 假設 2 主張來臺陸生的中國機構信任變化與官員信任變化呈正相 關。經檢定後發現，機構信任變遷與官員信任變遷乃呈現顯著的同向 關係。兩者的路徑係數為.34(p<.001)，代表機構信任每降低 1 個單位標 準差，則官員信任將降低 0.34 個單位標準差。前者可解釋後者 11%的 變異。陸生對中國機構信任乃受官員政治宣傳影響，當陸生的機構信 任因來臺經驗而降低時，對中國官員的信任可能也隨之降低。此結果 支持認知失調理論主張之人具有追求平衡的傾向。 假設 3 主張來臺陸生的中國官員信任變化與臺灣國際參與支持度變 化呈負相關。經檢定後發現，官員信任變遷與國際參與支持度變遷有 顯著的反向關係。兩者的路徑係數為-.25(p<.05)，代表官員信任每降低 1個單位標準差，則國際參與支持度將提升 0.25 個單位標準差。前者 可解釋後者 6%的變異。來臺陸生對中國官員信任降低，則其對中國打 壓臺灣主權政策的支持也將降低，可能轉而較支持臺灣爭取國際空間 的作為。此結果支持認知失調理論主張之人具有追求平衡的傾向。 假設 4 主張來臺陸生的臺灣國際參與支持度變化與兩岸統一支持度
變化呈負相關。經檢定後發現，國際參與支持度變遷與統一態度變遷 有顯著的反向關係。兩者的路徑係數為-.27(p<.01)，代表國際參與支持 度每增加 1 個單位標準差，則統一態度將降低 0.27 個單位標準差。前 者可解釋後者 7%的變異。陸生來臺後轉而較支持臺灣爭取國際空間的 作為，可視為制度認同之表現。為避免兩岸統一毀壞臺灣制度，陸生 來臺後對兩岸關係的選擇，可能將變得較遠離「盡快統一」。此結果 支持制度認同主張之吸引他國移民的主因。 H1 -.26** H2 .34*** H3 -.25* H4 -.27** 䣦㚫㍍ 妠䴻槿 .07** 㨇㥳ᾉ ả嬲怟 .11*** ⭀⒉ᾉ ả嬲怟 .06* ᷣ㪲㍍⍿ ⹎嬲怟 .07** 䴙ᶨン ⹎嬲怟 圖 6 假設模式之路徑係數 資料來源：作者整理自本文。 說 明：*：p<.05，**：p<.01，***：p<.001。
伍、結論
本文主張來臺經驗有利陸生成為中國潛在的改革力量，除可推進 中國政治改革，且可維護臺灣主權。為論證此主張，本文根據社會接 觸、認知失調與制度認同等理論提出四個假設，構成路徑分析假設模 式。假設 1 與假設 2 均涉及促使陸生成為改革力量，假設 3 與假設 4 都 有關維護臺灣主權。本文之假設模式通過模式外在與內在品質的檢 定，且四項假設均獲得實證支持。 本文四項獲得實證支持的假設構成一條關連鏈：來臺陸生參觀愈 多種臺灣政府機關，則其對中國黨政軍機構信任變得愈低；隨著機構 信任變低，則其對中國官員信任也變低；在官員信任變低後，則其對 臺灣國際參與支持度將變高；臺灣國際參與支持度變高後，則其對兩 岸統一支持度將變低。來臺陸生對臺灣國際參與支持度變高，以及兩岸統一支持度變低，其源頭乃認知到中華民國依然存在。來臺陸生隨 著對中國官員信任降低後，不再遵行官方宣傳的「中華民國在 1949 年 已經消失」，因而對臺灣以中華民國名義參與國際活動較能支持。此 外，基於對中華民國治理績效的制度認同，來臺陸生可能改變其急統 態度為緩統或維持現狀以後再決定。因此，使用中華民國的稱號，既 有歷史延續性，又能凸顯中共宣傳的虛假性，且可避免觸及民族情感 的底線，還可與中華人民共和國處於相同的競爭地位，將較有利於爭 取陸生對臺灣的支持。 陸生來臺後的政治態度變遷，雖整體平均往有利臺灣方向變遷， 但仍有部分是往不利方向發展，其中有個重要因素乃敵我區分後爆發 的愛國心。74有位 2013 年 9 月來臺短期研修的陸生，其思想轉變可為 明證： 我曾經無意中聽到了臺灣同學對大陸極其負面的評論，甚至是在 放學路上言語激烈的大聲講「我討厭中國」之類的言語，那件事 對我的影響很大，也是從那件事之後我的心態開始慢慢改變，我 開始敏感的去保護我的國家，我不許別人傷害她更不允許自己去 傷害她。75 除上述案例外，2014 年發生「太陽花學運」，其主因乃「中國因 素」。76是否會激起來臺陸生的愛國心，導致其對中國機構信任與官員
Daniel Druckman, “Nationalism, Patriotism, and Group Loyalty: A Social Psychological Perspective,” Mershon International Studies Review, Vol. 38, No. 1, April 1994, pp. 62-63. 針對如何解釋陸生來臺 16 周後對中國黨政軍機構信任程度的變化，作者曾 進行開放式問卷的訪談。此處引述的內容，乃 2014 年 1 月 13 日，一位來臺 交流學習一學期的陸生的回答。 蔡佳泓、陳陸輝，〈「中國因素」或是「公民不服從」？從定群追蹤樣本探 討太陽花學運之民意〉，《人文及社會科學集刊》，第 27 卷第 4 期，2015 年 12 月，頁 573-603。
信任不降反升，進而無法提升其對臺灣國際參與的支持，也降低其對 中華民國治理績效的制度認同，甚至因而主張盡快統一？根據作者 2014年的接觸經驗，四位曾圍觀「太陽花學運」的陸生，其態度變化 的共同點是更肯定中國，並對臺灣制度的優越性產生懷疑。此種反 應，猶如公民在學習後獲得新信息，而降低對潛在替代政府之評價， 反導致其接受目前不滿意的政府。77因此，上述四個問題的答案，會令 人擔心皆往不利臺灣的方向發展。不過，究竟實情如何，仍有賴後續 實證研究之檢證。 本文限於篇幅無法細究陸生屬性（例如：性別、戶籍、科系）， 以及其他可能影響政治態度變遷之因素，可列為未來研究方向。本文 研究對象僅為短期交流生，欠缺學籍生，且納入分析之定群追蹤樣本 僅有 96 個。因此，本文研究發現不能推論至所有來臺陸生，所提假設 之因果關係，仍待進一步研究驗證。不過，凡從事調查研究者，均知 定群資料取得困難，且目前尚無此方面之研究，尤其議題具重要性， 故提出此初探性質的報告，以供參考並奠定後續研究的基礎。 （收件：2016 年 9 月 12 日，修正：2016 年 11 月 15 日，採用：2016 年 11 月 22 日）
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