香港青年内地发展政策与大湾区“融合发展”——基于HKPSSD数据的实证研究

傅承哲 张吉星 霍伟东

【政策之窗】

• 当前内地发展政策已成功吸引原本好感度较高的青年“北上”发展，但部分无感和负面感受的青年依然游离在政策之外。

• 相关部门应精准投放资源，帮助徘徊政策“门外”的香港青年体验内地的发展与生活，使得他们从价值观念层面理解甚至融入内地的社会文化，消除隔阂，实现粤港澳大湾区融合发展。

一、引言

支持香港青年“北上”内地发展，融入国家发展大局，一直是中央政府促进港澳地区“人心回归”的重点工作，也是建设“粤港澳大湾区”的重要内容。中共中央、国务院(2019)印发的《粤港澳大湾区发展规划纲要》(下简称《纲要》)，明确提出“在大湾区为青年人提供创业、就业、实习和志愿工作等机会，推动青年人交往交流、交心交融，支持港澳青年融入国家、参与国家建设”。因此，香港青年“北上”内地发展的政策效应是评估粤港澳大湾区建设成效的一个重要环节，也是整个纲要的关注重点。

实际上，改革开放以来，中央政府逐步推出了多项便利港澳民众内地发展的具体措施和政策。从全国人大、国务院各部门、中联办、港澳特区政府等相关部门的官方网站中可以检索到的文献来看，自香港回归以来，中央共出台了100多项与港澳青年相关的政策，按照政策主题大概可以分为教育类(包含学位认证、奖励资助、报考招生等方面)、就业创业类(包括劳务管理、经贸合作、职业资格、行业规范、税务管理等方面)和社会服务类(包括交通、居住、医保、住房公积金、往来内地的身份证明等方面)。可见，为推动港澳青年“北上”发展，中央政府和港澳特区政府都给予了大量政策和社会资源上的支持和投入。公开数据显示，港澳民众往来内地入境人次不断创新高(国家统计局，2019)，香港青年群体的占比也逐渐增大(明汇智库，2018)。

值得关注的是，在香港青年频繁“北上”的同时，近年来香港的政治社会状况也发生了深刻的变化。日益增长的跨境交流和“人心回归”的关键效标——国家认同之间呈现出微妙的张力关系，对粤港澳大湾区的融合发展产生了重大影响，背后的作用机制亟需深入研究。由此，引出本文的核心问题：“北上”发展对于香港青年的国家认同产生了怎样的影响？围绕该问题，本文通过大规模随机抽样调查数据，首先从心理层面考察内地发展政策的效应，揭示其认知底层的心理融合机制；其次，通过准实验研究范式，进一步检验政策效应机制的稳健性，以期结合行为公共管理的视角(张书维、李纾，2018)，准确把握政策作用过程中的认知特征，提升政策的行为转化效能，助力港澳青年“人心回归”的全面实现。

二、文献述评与研究假设

(一)青年内地发展政策的效应和机制

1. 内地发展政策的效应

内地发展政策的效应，来源于群体间接触所带来的态度和认知效应。群际接触理论(Intergroup Contact Theory)认为，两地文化交流和融通是提升认同的有效措施：通过与外群体(Outgroup)成员的接触，与外群体成员合作和建立友谊，能增进对外群体的认识，消除对外群体的偏见和焦虑，从而建立共享性的社会认同(Tajfel & Turner，1979)。一项基于515个相关实证研究、共计超过25万个被试者的荟萃分析(Meta-Analysis)显示，在一般情况下，群体间的接触的确能够带来破除刻板效应、降低偏见的正面效果(Pettigrew et al.，2011)。

已有关于内地发展政策效应的研究，大多以国家认同作为政策效标进行讨论。正如麦高登(Gordon Mathews)认为，香港青年前往内地，有助于构成自下而上的国家化过程，帮助他们完成国家身份与认同的构建(Mathews et al.，2008)。不少学者认为，青年“北上”交流，有助于加深对内地政治、经济和社会文化的了解，从而提升国家认同感(李文珍等，2017)。调查显示，近年来越来越多的香港民众前往内地，并且到访内地有助于改善香港民众对内地的印象(香港亚太研究所，2013)，包括能显著性提升对国家的政治、经济文化的自豪感、亲近感，消解抗拒感(Chan，2014)。赵永佳等(2017)发现，有内地经验的香港青年比起没有内地经验的青年，对内地的政治、经济有着更高的评价，也表达出更高的国家认同感。据此，提出假设H1：

H1：相对于没有经常回内地的青年，经常回内地的香港青年的国家认同感更高。

2. 内地发展效应中的心理融合机制

在已有研究中，基本都把内地发展政策的效应解读为青年内地发展带来国家认同变化的简单因果关系。然而，要真正理解和提升政策实践效用，则需要深度理解效应背后的作用机制。在粤港澳大湾区建设的“融合”背景下，心理融合是解释青年内地发展效应及其作用机制的重要变量。

从理论层面上看，心理融合是内地发展政策发挥认同效应的底层逻辑：不同群体间的成员在接触后，可以了解、学习外群体成员的思维和想法，了解外群体内部的差异，从而破除刻板印象，消解“我者”与“他者”之间的隔离感，并且增进情感上的联系，最终在心理层面达致融合状态，进而提升群体间认同感(Pettigrew et al., 2011)。一般而言，这种心理融合的状态表现为：对于个体而言，是指个体以心理适应为前提，在实现心理适应的基础上，其价值观念、社会角色能够相应地发生转变，建立起对所融入社会的归属感；而对于群体而言，则特指群体间在认知、情感和行为三个层面上相互接受、愿意和谐共处的状态。这种心理状态是群体团结的重要心理特征，也是融合进程中最为核心的层次(傅承哲、杨爱平，2018)。因此，心理融合成为香港青年融入国家发展大局、提升国家认同感的关键环节：只有在内地发展的同时，在价值观念层面融入内地的社会文化体系中，形成心理融合，才能从心理层面建立起香港青年对国家的归属感和认同感，做到有质量的“北上”，真正实现“人心回归”。因此可以预期，心理融合将作为两地社会融合的最高水平(杨菊华，2009)。

从操作层面上看，在社会学和心理学研究中，一般使用互动行为中体现的心理距离远近作为心理融合水平的高低标准(时蓉华，2002)。相比没有亲身接触内地的香港青年，到访过内地的香港青年无论在两地融合议题的态度上(如“落实‘一国两制’并加强两地融合”和“自由行对香港利多于弊”)，还是前往内地发展的行为倾向上(如“赞成到内地的工作实习计划”和“到内地工作”)，都显著地表现得更为正面(冯应谦、梁洛宜，2018)，说明内地发展经验对香港青年在内地的心理融合状态具有促进作用。同时也有研究发现，对内地社会文化接纳程度较好的香港青年，其国家认同感也相对较高(赵永佳等，2017)，表明心理融合对国家认同感也可能存在直接影响。

因此，心理融合对于国家认同有相当重要的影响，在理论上可被视为内地发展与国家认同之间因果机制的重要环节或者中介变量。据此，提出假设H2：

H2：心理融合在经常回内地对国家认同的影响关系中起到中介作用。

(二)内地发展政策机制中的内生性偏误

值得注意的是，有学者指出，单纯数量意义上的、甚至缺乏深度的“北上”内地，对于以香港青年为代表的港澳青年群体，不一定能起到正向提升作用，其原因在于短暂、浅层次的交流活动大多流于形式，并未使青年群体对内地社会有足够的涉入(赵永佳等，2017)。而部分长期在内地或多次到内地的香港香港青年，比起较少到内地的青年，由于大多缺乏后续措施引导，尤其缺少根据青年群体的个人和社会特征，进行精准化培育，因此也容易对内地的政治前景感到不乐观(冯应谦、梁洛宜，2018)。这都凸显了对已有内地发展政策效应的作用机制背后，存在内生因素影响的可能。

具体而言，对于港澳青年内地发展，除了政策的驱动因素外，背后还应存在自身内地发展意愿，即响应内地发展政策强弱程度的内生影响，比如出生地、使用的语言等。从政策实验范式来理解，如果把经常内地发展作为一种处理(Treatment)的话，内地发展意愿因素的存在，将对内地发展效应的检验造成干扰，难以对内地发展政策的“净效应”(Net Effect)进行准确评估。从样本选择的角度而言，内生性因素所产生的混淆效应，可被理解为“选择性偏误”(Selection Bias)。詹姆斯·赫克曼(James J. Heckman)认为，在研究某个自变量的效果时，由于参与的个体并非随机确定，因此不同个体有不同的参与意愿，这在客观上容易造成“选择性”地只接触到某一种样本，而忽视了另外一些样本，最终导致研究做出一个带有偏向性的结论(Heckman，1979)。

为了消解高估的偏误带来的内生性问题，需要运用反事实框架进行解构，基于针对某种处理的“事实”与“反事实”状态差异比较，从而得到某种处理效应的因果关系(胡安宁，2012)。但对于非随机实验处理而言，“事实”与“反事实”不可能同时获得，所以需要利用倾向值匹配的方法，根据香港青年“北上”的倾向值进行分层，在每一层里面构造出实验组(即经常“北上”组)和对照组(即非经常“北上”组)，以控制混淆变量的影响，从而检视现有政策的真实效应。

综上所述，关于内地发展在香港青年国家认同上的效应，虽然当前学术界并没有明确的定论，但理论上受到内生性因素所导致的选择性偏误的影响。据此，提出假设H3：

H3：样本匹配后，经常回内地对国家认同感的作用效果比起匹配前有所减弱。

至于香港青年内地发展的国家认同作用机制，从多重身份认同(Multiple Social Identity)的理论来看，对于具有双重身份认同(Dual Social Identity)结构的个体而言，群际间的良好印象和接触，与整合型认同(即本土认同与国家认同均处于较高水平)具有密切关系(赵玉芳、梁芳美，2019)。因此，在样本存在选择性偏误的影响下，该作用机制也应该保持稳健，即无论个体返回内地的意愿如何，只要个体愿意增加接触，真正融入到内地社会生活当中，其国家认同也可以稳步增长。据此，提出假设H4：

H4：样本匹配后，以心理融合为中介的青年内地发展国家认同效应机制依然稳健。

基于以上理论基础和假设，本文将通过香港社会动态调查的微观数据，一方面基于OLS模型，考察香港青年内地发展的国家认同效应心理融合在影响机制中的中介效应和功能，另一方面基于倾向值匹配模型，遵循“准实验”研究范式，检验上述机制中是否存在选择性偏误，以及受偏误影响的程度有多大，从而全面考察和评估已有政策模式的实效性和稳健性。

三、研究设计

(一)数据来源

数据来源于现时香港规模最大的社会调查数据库——香港社会动态追踪调查(Hong Kong Panel Study of Social Dynamics，HKPSSD)。该调查是一个全港具有代表性的、关于家庭与个人资料的长期跟踪调查数据库，采用了分层随机抽样方法，重点关注所选样本的地理代表性和对不同社会经济地位人口的代表性，通过能反映香港各选区社会经济发展的指数和政府统计处的屋宇单位地址构造抽样层，根据经验应答率计算出每层的设计样本量，最后通过等距抽样法抽取样本(吴晓刚，2014)。该数据库目前已经做了四轮调查，本文应用的数据集为2013年收集的第三轮数据。而因应本研究所需，将样本限定为年满15岁且在1980年以后出生的香港青年。

(二)研究变量

因变量为国家认同。HKPSSD直接询问受访者对于“我是一个中国人”的认同度，采用1分到7分的赋值方法，其中1分为非常不认同，7分为非常认同。此测量方法在香港民意调查被使用多年，其背后内涵基本被固定下来且普遍被香港民众所理解，因此可以认为这种国家认同测量方式具有良好的信效度(Steinhardt et al.，2017)。

自变量为是否经常返回内地。在“经常”的界定上，本文基于数据形态和现实状况来进行测量。从数据形态上看，在HKPSSD的数据中，香港青年往返内地次数的峰度值(=154.75)和偏度值(=11.22)远远大于0，表明观察变量较为集中的右偏分布，其中位数为3次。从其他调查结果和常识判断，由于大多数(87%)的香港民众返回内地的目的地均为广东，传统节日探亲是主要目的(香港特别行政区政府统计处，2015)。因此认为，如果香港青年返回内地的次数多于三次，则可认为属于经常“北上”。

中介变量为心理融合。在HKPSSD中，主要运用埃默里·博加杜斯(Emory S. Bogardus)的社会距离法(Social Distance Method)来测量人际或群际之间的亲疏关系，以表征群体间在心理层面的融合程度(Bogardus，1967)。根据该方法设计的量表，由一系列具有逻辑结构的描述语句按照社会距离从远到近排列，然后让被试填上自己对每个项目的接纳程度，包括与“新移民”(主要为内地人(1)根据香港特区政府统计处公布的《2016年中期人口统计报告》数据，历年来从内地到香港定居的数量达到200多万人，明显高于其他“新移民”群体，成为“新移民”中的主要组成部分。同时，考虑到“内地人”可能引起受访者的刻板印象，会影响测量的信度和效度，并且“新移民”应是香港民众(包括青年群体)接触次数最多的“内地人”，因此以对“新移民”的态度作为与“内地人”心理融合的测量变量。)一起工作、居住在同一个社区、居住在你家隔壁、请他们来家里做客和谈恋爱。分数越高，心理融合程度越高 。

根据以往研究的经验(赵永佳等，2017；Steinhardt et al.，2017)，本文的控制变量主要为人口学背景变量和社会态度与行为。人口学背景变量包括性别、是否内地出生、14岁时的居住条件、是否在香港上初中、受教育程度、是否在内地取得最高学历和职业类别。社会态度与行为变量包括信息获取渠道、民主政治倾向、本土认同和生活满意度。本文所涉及的变量名称、观测值、均值、标准差和最值的描述如表1。

表1 研究变量的描述性统计

变量名称观测值均值标准差最小值最大值国家认同1 3584.561.7717心理融合1 7892.271.0803.5处理组(经常回内地=1)1 8700.280.4501性别(男=1)1 8700.490.5001内地出生地(是=1)1 8480.210.410114岁时居住条件(较好=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高中及同等学历1 6330.430.5001本科及以上1 6330.260.4401在内地取得最高学位1 5960.150.3601职业类型无业者1 8400.490.5001蓝领1 8400.220.4101白领1 8400.290.4501信息渠道互联网1 7370.250.4401电视新闻1 7370.490.5001报纸1 7370.230.4201其他1 7370.020.1501民主政治倾向1 7872.240.6013本土认同1 3585.851.4117生活满意度1 7904.521.0917

注：由于数据本身的缺失再加上倾向值本身过高或过低而未被匹配的个体也成为缺失值，所以各个变量的观测值梳理不一致。

资料来源：作者自制。

(三)研究策略

如前文所述，本文所涉及的两种分析策略分别为倾向值匹配和中介变量分析。倾向值匹配的分析策略，主要基于反事实框架(Counter Factual Framework)的基本思想，在进行某项干预(Treatment)对被干预对象的效应(Effect)时，可以基于可观测协变量的分布，匹配与干预组(即实验组)相对应的反事实组(即控制组)，最后通过比较实验组与控制组在因变量上的“受到处理的个体的平均处理效果”(Average Treatment Effect of the Treated，ATT)。在实际操作上，首先通过Logit模型得出每个个体成为干预组的概率(即倾向值)，其次再基于估计的倾向值配对“平衡”(2)这里的平衡，只能是基于可观测变量的有限度“平衡”，这也是倾向值匹配研究的不足之处，详见本文最后一段。的实验组与控制组，最后利用匹配后的样本得出处理效应。

关于中介变量的分析策略，一般遵循中介模型的检验路径，即如果X通过影响变量M而对Y产生影响，则称M为中介变量，并且根据经典中介模型(温忠麟、叶宝娟，2014)中变量间中介效应的成立需要满足的四个条件，运用自助法(Bootstrap)确定其有效性。

四、研究发现

(一)内地发展的政策效应和机制：OLS回归模型

首先，如模型(1)所示，以国家认同为因变量，以是否经常回内地为自变量，加入控制变量进行OLS回归分析。结果显示，在控制了人口学背景变量和社会态度与行为等一系列因素后，经常回内地的回归系数达到显著性水平(P<0.05)，表明经常回内地的香港青年比起非经常回内地的香港青年，国家认同感平均高出0.38，假设H1得到证实。在控制变量方面，是否内地出生、在控制变量方面，是否内地出生、本土认同、生活满意度、是否在香港上初中以及信息获取渠道(电视新闻)和信息获取渠道(报纸)六个变量的回归系数也达到显著性水平(P<0.05)，前三者为正向影响，后三者为负向影响。

其次，考察心理融合在经常回内地对国家认同的作用机制中的中介效应。如表2所示，进行中介效应检验：第一，从模型(1)结果看，经常回内地对国家认同的回归系数(0.37)均达到显著性水平(P<0.01)。第二，从模型(4)和(2)结果看，经常回内地对心理融合的回归系数(0.27)和心理融合对国家认同的系数(0.50)均达到显著性水平(P<0.001)。第三，从模型(3)结果看，在控制了经常返回内地的效应后，心理融合的回归系数均仍达到显著性水平，说明心理融合的中介效应显著。第四，相比模型(1)中的回归系数(0.37)，经常回内地在模型(3)中的系数(0.23)有明显下降，且未能达到显著性水平，说明心理融合在香港青年经常回内地对国家认同的作用机制中，充当了完全中介作用。基于已有研究经验(孙宗锋、杨丽天晴，2016)，通过自助法直接检验中介效应，结果为0.13且置信区间异于0，表明中介效应显著，效应量为0.36。总体而言，心理融合在经常回内地对国家认同的作用机制中的中介作用显著，假设H2得到证实。

表2 经常回内地对国家认同的作用机制

变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)国家认同国家认同国家认同心理融合经常回内地0.38***0.230.27***(0.14)(0.14)(0.08)心理融合0.50***0.49***(0.05)(0.05)性别(男生=1)-0.07-0.07-0.090.07(0.12)(0.11)(0.11)(0.08)内地出生(是=1)0.74**0.61**0.60**0.35**(0.15)(0.15)(0.15)(0.09)14岁时居住条件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学历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)在内地获得最高学位(是=1)0.080.090.080.07(0.16)(0.16)(0.15)(0.10)职业类别蓝领-0.01-0.01-0.020.00(0.14)(0.13)(0.13)(0.09)白领0.170.180.170.00(0.14)(0.13)(0.13)(0.09)信息渠道

注：*P<0.05，**P<0.01。括号内为标准误。各类别变量的参照组分别是：受教育水平为初中及以下、职业类别为无业者、信息渠道为互联网。

资料来源：作者自制。

(二)政策机制的稳健性：PSM模型结果

如前文所述，由于存在内生性因素，因此有学者对青年内地发展经历的国家认同提升作用产生疑问，提出对待内地经验与其国民身份认同并非绝对意义上的正相关，两者间的关联性需小心解读(赵永佳等，2017)。针对这一疑问，本文基于“准实验”的研究范式，通过倾向值匹配(Propensity Score Matching，PSM)的方法，检验内地发展在国家认同效应及其机制上的稳健性。

1. 倾向值估计

倾向值匹配的方法起始于保罗·罗森鲍姆(Paul R. Rosenbaum)和 唐纳德·鲁宾(Donald B. Rubin)(Rosenbaum & Rubin，1985)提出的倾向得分概念，用于将多个可观测特征一维化，形成倾向得分P(x)，以减少匹配的困难。该方法可以控制可观测变量导致的选择性偏差，接近随机化。本文先计算倾向值得分、确定共同支撑区域、分区检测平衡性，要求倾向得分和各自协变量在各区都要平衡；然后分别使用卡尺匹配、K近邻匹配、核匹配和马氏匹配等不同的配对方案估计参与结果，以保证匹配结果的稳健性(陈强，2015)。

为进行随机处理效应的估计，本文首先将控制变量作为预测变量，以是否经常回内地作为因变量，利用Logit模型估算每个观测值经常回内地的概率。结果显示，模型卡方值为82.23，显著异于0，说明预测模型有效。从Count R2可以看出，模型的解释率达到80%，属于较佳水平。具体来看，男性、在内地出生、不在香港上初中、政治倾向温和以及非电视新闻信息渠道的个体，经常回内地的概率较高。

2. 匹配结果的平衡性检验

按照一般检验流程，对处理组和对照组的倾向值匹配情况进行平衡检验。如图1所示，绝大部分观察值都在共同支持(Common Support)的区域内，这意味着在进行倾向值匹配的过程中较少产生缺失值。同时，匹配前和匹配后各个协变量的标准化偏差产生明显的差异：在匹配前，百分比偏误从-50到50波动，而匹配后，各协变量标准化百分比偏误趋向于0，标准偏差绝对值小于20%，并且处理组和控制组在这些协变量上均通过了双T检验(P值均大于0.1)，说明为处理组和控制组在以上变量上具有同质性，匹配结果较好(Rosenbaum & Rubin，1985)。

3. 平均处理效应

倾向值匹配一般有卡尺匹配、K近邻匹配、核匹配和马氏匹配等五种方法，虽然有各自的适用性，但已有研究普遍建议综合采用多种匹配方法来考察所估计效应的稳健性(胡永远、周志凤，2014)。本文参考已有经验，根据不同的匹配处理情况(包括未匹配)，对经常回内地在国家认同上的处理效应进行考察，共形成6个组别(如表3)。值得一提的是，在政策评估研究中，主要考察的是接受政策处理的实验组的平均处理效应，即经常回内地的个案的处理效应(ATT)(胡安宁，2012)。

表3 国家认同倾向值匹配结果

注：鉴于本文所使用的第三方命令“psmatch2”可能存在的不稳定性，参考刁伟涛和任占尚(2019)的研究，本文同时运用官方命令“teffects psmatch”进行运算检验，所得结果与“psmatch2”一致。*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

资料来源：作者自制。

图1 处理组与控制组共同支持区域和协变量的标准化偏差(%)

资料来源：作者自制。

首先，从未匹配的情况来看，处理组的国家认同均值比对照组的均值高出0.62，且达到0.01的显著性水平。其次，逐步运用不同的匹配方法进行处理效应的估计，其中组别二到组别四运用的属于近邻匹配法，组别五和组别六运用的是整体匹配法。不同类别方法的结果较为一致，显示除了马氏匹配法外，处理组的国家认同感均值都高于对照组1.19-2.44之间，并且均达到0.05的显著性水平，即样本匹配后，经常回内地对国家认同感的作用效果比起匹配前均有所减弱，但依然达到显著性水平，假设H3得到证实。

其次，检验经常回内地对心理融合的作用效果。在未进行匹配的情况下，处理组比对照组的均值分别高出0.35，且达到0.01的显著性水平。与国家认同的情况类似，逐步运用不同的匹配方法进行处理效应的估计，处理组比对照组的均值高出0.21-0.32之间，达到0.05的显著性水平，表明在样本匹配后，经常回内地对心理融合的效应有所下降，表明心理融合也受到了选择性偏误的影响。

4. 心理融合机制的稳健性检验

最后，借鉴已有研究经验(胡安宁、周怡，2013)，通过对由倾向值加权形成的匹配样本进行考察，可以对香港青年内地发展的国家认同作用机制进行整体分析。在控制了选择性偏误后，心理融合在内地发展的国家认同作用机制中，依然充当完全中介的角色：经检验，间接效应(0.12)依然显著，效应量处于中等水平(0.41)(温忠麟等，2016)。经自助法检验，心理融合中介效应的置信区间也未包含0，假设H4得到证实。可以看到，心理融合对国家认同的支撑作用，并不随样本的选择性偏误而发生改变。值得注意的是，与未控制选择性偏误的模型相比，心理融合所承载的间接效应有所下降，从而导致总效应有所下降。然而，心理融合的效应量却有所上升，表明在选择性偏误得到控制后，心理融合在机制当中的作用更为重要。

表4 样本匹配后香港青年内地发展的国家认同作用机制

注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。括号内为标准误。

资料来源：作者自制。

五、结论与讨论

本研究基于香港社会动态追踪调查数据，在控制了人口学背景和社会行为与态度因素后发现，经常回内地的香港青年有更高的国家认同感，表明通过内地发展交流有助提升湾区融合水平。更重要的是，心理融合在青年内地发展政策效应中，充当着完全中介的重要角色，并且在处理选择性偏误后，中介机制依然具有稳健性。

从行为公共政策的角度看，政策作用过程中的认知要素，是提升公共政策行为效能的关键(张书维等，2018)。因此，心理融合作为内地发展政策作用机制中的中介变量，成为了助推湾区青年内地发展政策效能转化的关键节点：交流数量的增加并不意味着以国家认同为效标的政策效应的必然提升，“有效经历”转化才是达致预期中内地发展政策“人心回归”效应的重心所在，当中的心理融合环节处理更显得重要。以上发现，为大湾区规划中支持、鼓励香港青年内地发展的系列政策提供了实证依据，说明了《粤港澳大湾区发展纲要》中强调港澳青年融入国家发展大局的重要性和迫切性。因此，未来在落实大湾区青年政策的过程中，需要更加重视香港青年“北上”内地发展后的心理融合引导工作，解决政策落地过程中的“玻璃门”问题，消解部分青年返回内地后形成的“大门开了，小门没开”的感觉，多渠道协助香港青年真正融入内地的社会生活和文化体系当中，从而达致“人心回归”的政策目标。

此外，值得注意的是，本研究结果也发现这种政策助推机制的背后，存在着一定程度的选择性偏误，即现有政策更多地吸纳到与内地有着“先天”联系的、有着良好认同基础的香港青年，而较少吸纳到与内地缺乏“先天”联系的、缺乏认同基础的香港青年。换言之，被吸纳“北上”内地发展的，更多可能是本已有着良好认同基础、并非最需要被政策吸纳的群体，而缺乏认同基础的、最需要被政策吸纳的群体则难以被内地发展政策所吸纳，因而造成“错位吸纳”效应，消解了政策效果。尽管这一效应尚未对内地发展政策的效应造成根本性挑战，但也提示我们，在未来相关政策制定时，需要改变思路，将“错位吸纳”转变为“精准吸纳”。如何通过合理的政策设计，实现政策资源的有效投放，也是未来进一步扩大香港青年、港澳青年内地发展政策效应的重要课题。

诚然，本文也存在一定的局限性。首先，倾向值匹配过程中，估算倾向值的协变量只能是能够观测的变量，而不可观测的内生变量依然得不到控制，因此不能认为选择性偏误已经得到完全的控制。其次，受研究数据所限，本文在变量测量和数据时效性上存在不足之处，例如对香港青年与内地人的心理融合程度只能做间接测量，由于返回内地变量的缺失导致不能使用该调查更新一期的数据。但总体而言，本文可以为大湾区跨境政策效果的实证研究提供范式参考，未来可从更广阔范围内持续对大湾区港澳青年跨境融合的综合质量进行全面评估。