洪秀敏 劉倩倩 張明珠

（北京師范大學(xué)教育學(xué)部，北京100875）

一、問(wèn)題提出與文獻(xiàn)回顧

在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，隨著農(nóng)村勞動(dòng)力向城市的大規(guī)模持續(xù)流動(dòng)，城市流動(dòng)兒童日益增多且呈現(xiàn)低齡化特點(diǎn)。據(jù)《中國(guó)流動(dòng)人口發(fā)展報(bào)告2016》顯示，流動(dòng)人口呈現(xiàn)出家庭化流動(dòng)趨勢(shì)加強(qiáng)、流入人口的家庭規(guī)模有所擴(kuò)大的趨勢(shì)［1］。隨著流動(dòng)家庭的大規(guī)模增加，流動(dòng)兒童數(shù)量也不斷擴(kuò)大，尤其是低齡流動(dòng)兒童［2］。攜帶年幼子女流入發(fā)達(dá)城市是流動(dòng)家庭兼顧工作與父母責(zé)任做出的家庭決策，旨在獲得更好的工作機(jī)會(huì)，同時(shí)也為子女發(fā)展謀求更優(yōu)質(zhì)的條件。然而，受制于嚴(yán)格的戶籍制度，流動(dòng)家庭及子女在教育、醫(yī)療等城市資源獲得方面存在障礙［3］，這些制度性障礙對(duì)嬰幼兒發(fā)展的不利影響已成為流動(dòng)家庭適應(yīng)城市生活、投身城鎮(zhèn)化建設(shè)的后顧之憂。

那么，流動(dòng)?jì)胗變涸诎l(fā)展方面處于不利地位嗎？家庭流動(dòng)會(huì)影響嬰幼兒發(fā)展嗎？流動(dòng)對(duì)嬰幼兒發(fā)展的影響是一個(gè)復(fù)雜的問(wèn)題，需要將流動(dòng)兒童和非流動(dòng)兒童置于同一研究框架內(nèi)，把流動(dòng)屬性外可能影響嬰幼兒發(fā)展的混雜因素剝離出去，如性別、家庭背景、父母教育期望，考察流動(dòng)本身是否影響嬰幼兒發(fā)展。鑒此，本研究運(yùn)用傾向值匹配法（Propensity Score Matching，PSM）［4］，控制對(duì)嬰幼兒發(fā)展有影響的協(xié)變量，為流動(dòng)本身是否能影響嬰幼兒發(fā)展這一問(wèn)題提供更客觀、科學(xué)的答案。

在我國(guó)，流動(dòng)人口之所以成為流動(dòng)人口，最關(guān)鍵的不在于其是否流動(dòng)，而在于其是否具有當(dāng)?shù)氐膽艏?］。戶籍制度是我國(guó)的一種社會(huì)制度。在此制度下，個(gè)體被歸為農(nóng)業(yè)人口或城鎮(zhèn)人口兩類不同的群體。然而，戶籍制度不僅是一種單純的人口管理手段，更是一種社會(huì)群體分層制度，即將本來(lái)平等的群體劃分為不同社會(huì)層級(jí)，使人們按戶籍身份的差異不平等地獲得社會(huì)資源［6］。改革開(kāi)放以后，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力涌入城市，從欠發(fā)達(dá)地區(qū)流入發(fā)達(dá)地區(qū)。但該群體的戶籍并未改變，因此進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)業(yè)人口便形成了規(guī)模龐大的流動(dòng)人口。在嚴(yán)格的戶籍制度下，城市嬰幼兒內(nèi)部也發(fā)生了變化，出現(xiàn)了流動(dòng)?jì)胗變喝后w。根據(jù)2015年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)0-17歲流動(dòng)兒童總量達(dá)到3426萬(wàn)，其中0-5歲低齡兒童達(dá)到1053萬(wàn)［7］。因戶籍性質(zhì)不同，流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變合硎苤煌纳鐣?huì)資源。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)所帶來(lái)的不同社會(huì)群體所獲得社會(huì)資源的差異已經(jīng)在嬰幼兒群體中擴(kuò)散，并出現(xiàn)了代際固化趨勢(shì)［8］。

在人口大流動(dòng)的社會(huì)背景下，流動(dòng)兒童的發(fā)展問(wèn)題受到了研究者的重視和關(guān)注。有研究認(rèn)為，在城鄉(xiāng)二元戶籍制度影響下，流動(dòng)兒童多方面發(fā)展處于劣勢(shì)地位［9］。根據(jù)動(dòng)力系統(tǒng)理論的觀點(diǎn)，不同的社會(huì)和文化情境會(huì)導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生不同的發(fā)展特點(diǎn)和機(jī)制［10］，流動(dòng)兒童和非流動(dòng)兒童受戶籍限制經(jīng)歷了不同的社會(huì)、家庭、學(xué)校文化環(huán)境［11］，在發(fā)展方面存在著差異。實(shí)證研究也支持了這一觀點(diǎn)，結(jié)果表明流動(dòng)兒童認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力等多方面發(fā)展落后于城市兒童［12-13］。周皓等發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)兒童與非流動(dòng)兒童在學(xué)業(yè)成績(jī)上存在顯著差異［14］。何光峰的研究進(jìn)一步表明，流動(dòng)兒童學(xué)業(yè)成績(jī)較差者占比為20%，而同齡兒童學(xué)習(xí)成績(jī)較差者僅占3.3%［15］。一項(xiàng)追蹤研究也顯示，流動(dòng)兒童的學(xué)業(yè)成績(jī)顯著低于非流動(dòng)兒童［16］。在社會(huì)和心理適應(yīng)方面，與非流動(dòng)兒童相比，流動(dòng)兒童的社會(huì)文化適應(yīng)和心理適應(yīng)處于較低水平［17］。流動(dòng)兒童總體城市融入程度顯著低于其他兒童［18］。針對(duì)非流動(dòng)?jì)胗變汉土鲃?dòng)?jì)胗變旱脑u(píng)估也發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)?jì)胗變罕确橇鲃?dòng)?jì)胗變旱囊缿訇P(guān)系更不穩(wěn)定，也表現(xiàn)出較差的社會(huì)適應(yīng)能力和更多的外顯行為問(wèn)題以及失調(diào)問(wèn)題［19］。在心理健康方面，多數(shù)研究得出了較為相同的結(jié)論，即認(rèn)為流動(dòng)兒童心理健康狀況比其他兒童較差［20］。

由此可見(jiàn)，現(xiàn)有研究結(jié)論基本一致，即相比非流動(dòng)兒童，流動(dòng)兒童在學(xué)業(yè)成績(jī)、社會(huì)適應(yīng)、心理健康等方面發(fā)展相對(duì)落后。但該差異是由流動(dòng)屬性產(chǎn)生的還是因?yàn)槠渌蛩?，無(wú)法從現(xiàn)有研究結(jié)論中獲得。這是因?yàn)榧彝ド鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位、教育期望等均可能影響兒童發(fā)展，而流動(dòng)兒童在這些方面的獲得與非流動(dòng)兒童存在顯著差異［21-22］。已有研究發(fā)現(xiàn)，戶籍身份處于不利地位的兒童，更有可能來(lái)自家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的弱勢(shì)家庭［23］，即流動(dòng)兒童的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可能更低。不同戶籍的父母教育期望存在高度異質(zhì)性，農(nóng)村父母的教育期望顯著低于城市父母和流動(dòng)父母［24］。因此，需要進(jìn)一步探究流動(dòng)兒童和非流動(dòng)兒童的發(fā)展差異是因?yàn)榧彝チ鲃?dòng)帶來(lái)的結(jié)果，還是由家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、教育期望等其他因素所致。

實(shí)際上，有研究認(rèn)為，家庭流動(dòng)并不是影響流動(dòng)兒童和非流動(dòng)兒童存在發(fā)展差異的關(guān)鍵因素［25］。與家庭流動(dòng)相關(guān)的背景變量或其他變量同樣顯著影響兒童發(fā)展。國(guó)內(nèi)外研究表明，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越低，兒童的問(wèn)題行為越多、學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)讲睿?6］；父母教育期望是子女教育獲得的重要因素，適宜的教育期望有助于增強(qiáng)子女學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)［27］。此外，兒童性別、年齡、教育經(jīng)歷等個(gè)體特征，子女?dāng)?shù)量、養(yǎng)育主體等家庭背景特征會(huì)影響兒童發(fā)展。兒童語(yǔ)言、認(rèn)知等多方面發(fā)展在性別、年齡、教育經(jīng)歷、子女?dāng)?shù)量、養(yǎng)育主體上存在顯著差異［28-29］。由于這些混淆變量的存在，使得家庭流動(dòng)對(duì)兒童發(fā)展的影響無(wú)法明晰。一項(xiàng)針對(duì)“流動(dòng)”對(duì)兒童學(xué)業(yè)成績(jī)效應(yīng)的研究表明，當(dāng)控制了個(gè)人、家庭、學(xué)校方面的混淆變量后，流動(dòng)兒童與城市本地兒童在學(xué)業(yè)成績(jī)上不存在顯著差異［30］。因此，為考察家庭流動(dòng)是否真正影響兒童發(fā)展，需要抽離兒童個(gè)體特征和家庭背景變量，單獨(dú)考察家庭流動(dòng)對(duì)兒童發(fā)展的凈效應(yīng)。

值得注意的是，上述關(guān)于流動(dòng)和非流動(dòng)兒童的對(duì)比研究多以義務(wù)教育階段、學(xué)前教育階段的流動(dòng)兒童為研究對(duì)象，3歲以下低齡流動(dòng)?jì)胗變喝后w在很大程度上被忽視了。嬰幼兒時(shí)期是個(gè)體身心發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，影響著學(xué)前教育、義務(wù)教育乃至未來(lái)人生的綜合發(fā)展。為避免因早期公共資源獲得的差異而影響個(gè)體終生發(fā)展，有必要聚焦流動(dòng)兒童群體中的嬰幼兒群體，關(guān)注流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展情況，厘清流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展與非流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展的差異，及時(shí)采取縮小早期發(fā)展差距的干預(yù)措施。

運(yùn)用傾向值匹配法，可以控制流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變涸谙嚓P(guān)變量上的分布差異，即將家庭流動(dòng)視為一種自然干預(yù)，忽略混淆變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題所帶來(lái)的估計(jì)結(jié)果偏差。因此，本文在綜合前人研究的基礎(chǔ)上，基于嬰幼兒早期發(fā)展的重要性，將嬰幼兒個(gè)體特征（性別、年齡、入托經(jīng)歷）和家庭背景特征（子女?dāng)?shù)量、養(yǎng)育主體、教育期望、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）作為協(xié)變量，采用傾向值匹配模型，探索并估計(jì)家庭流動(dòng)屬性對(duì)嬰幼兒發(fā)展影響的凈效應(yīng)。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

北京作為我國(guó)政治中心、文化中心，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)之一，流動(dòng)人口總數(shù)常年位居全國(guó)前列。因此，在北京市考察家庭流動(dòng)對(duì)嬰幼兒發(fā)展的影響，其結(jié)果具有一定代表性?？紤]到本研究聚焦3歲以下嬰幼兒，為避免父母年齡對(duì)嬰幼兒發(fā)展的無(wú)關(guān)影響，將父母年齡限制為青年階段。依據(jù)中共中央、國(guó)務(wù)院《中長(zhǎng)期青年發(fā)展規(guī)劃（2016—2025年）》和《中華人民共和國(guó)民法典》相關(guān)規(guī)定，選擇青年父母，即年齡在35歲以下、符合法定適婚年齡。

依托北京市衛(wèi)健委人口監(jiān)測(cè)與家庭發(fā)展處、婦幼保健院、社區(qū)服務(wù)中心、托育機(jī)構(gòu)等，采用方便取樣法，對(duì)北京市3歲以下嬰幼兒家庭進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。在父母知情同意后，共收集到5023份家庭的問(wèn)卷數(shù)據(jù)。為規(guī)避被試效應(yīng)，問(wèn)卷調(diào)查采取匿名作答形式，且不收集社區(qū)、托育機(jī)構(gòu)名稱信息。刪除無(wú)效問(wèn)卷后，最終得到4739份有效問(wèn)卷，問(wèn)卷有效回收率為94.3%。在所有嬰幼兒家庭中，共包含1154個(gè)流動(dòng)家庭（24.4%）及3585個(gè)城市家庭（75.6%）。

（二）變量描述

1.因變量

地震活動(dòng)頻率上云南省MS6.5級(jí)以上地震的泊松分布參數(shù)為0.2154，每年發(fā)生MS6.5級(jí)以上大震概率為19.3%，約每5年發(fā)生一次，其中發(fā)生1次的概率為17.4%，2次以上的概率為1.9%。MS7.0級(jí)以上地震的泊松分布參數(shù)為0.1061，每年發(fā)生7級(jí)以上大震概率為9.5%，具有每10年發(fā)生1次的特點(diǎn)，其中發(fā)生1次MS7.0級(jí)地震的概率為17.3%，2次以上的概率為2%。

本研究的因變量為嬰幼兒發(fā)展。研究采用《照護(hù)者報(bào)告版早期發(fā)展工具（縮減版）》（Caregiver Reported Early Development Instruments-Short Form）考察嬰幼兒在動(dòng)作、語(yǔ)言、認(rèn)知、社會(huì)性等多方面發(fā)展情況。該量表由哈佛大學(xué)團(tuán)隊(duì)研發(fā)，已經(jīng)被美國(guó)、英國(guó)、日本等國(guó)家研究者廣泛運(yùn)用，適用于考察3歲以下嬰幼兒多個(gè)方面的綜合發(fā)展情況［31］。量表依據(jù)嬰幼兒年齡，每6個(gè)月齡設(shè)計(jì)一個(gè)分量表，每個(gè)分量表均20個(gè)項(xiàng)目，依據(jù)嬰幼兒月齡邀請(qǐng)家長(zhǎng)填答對(duì)應(yīng)的分量表。量表采用“0”“1”計(jì)分，以各項(xiàng)得分之和衡量嬰幼兒發(fā)展水平，得分越高，代表發(fā)展水平越高。

鑒于該量表尚未在中國(guó)運(yùn)用，本研究在保持原有意義不變的前提下翻譯該量表，根據(jù)中國(guó)文化背景和語(yǔ)言表達(dá)習(xí)慣對(duì)部分項(xiàng)目表述進(jìn)行修訂，使其更易于我國(guó)嬰幼兒父母理解。在此基礎(chǔ)上，為驗(yàn)證問(wèn)卷在中國(guó)嬰幼兒父母群體中的適用性，進(jìn)行信度、效度檢驗(yàn)。結(jié)果表明，各年齡階段數(shù)據(jù)均顯示量表內(nèi)部一致性系數(shù)大于0.8，表明量表信度較好。除卡方值因樣本量較大外，每個(gè)年齡階段的驗(yàn)證性因素結(jié)果各項(xiàng)指標(biāo)均符合統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)，即CFI、TLI值均大于0.95，RMSEA值小于0.08。

2.自變量

本研究的自變量為“是否流動(dòng)”，為二分變量?！傲鲃?dòng)”即代表流動(dòng)?jì)胗變?，賦值為“1”；“未流動(dòng)”即代表非流動(dòng)?jì)胗變?，賦值為“0”。

3.協(xié)變量

傾向值匹配法中的協(xié)變量指在接受處理之前就確定的變量，而非受到處理影響的變量。此外，除影響自變量的協(xié)變量應(yīng)納入匹配模型之外，影響結(jié)果變量的混雜因素也應(yīng)納入匹配模型以提高估計(jì)的精確度。基于該原則，本研究中的協(xié)變量包括影響個(gè)體戶籍類型的變量以及影響嬰幼兒發(fā)展的變量。

借鑒相關(guān)研究和經(jīng)驗(yàn)，本文選擇將個(gè)體層面、家庭層面的7個(gè)因素作為協(xié)變量。個(gè)體層面共選擇嬰幼兒性別、年齡、入托經(jīng)歷作為協(xié)變量；家庭層面共選擇子女?dāng)?shù)量、養(yǎng)育主體、教育期望、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為協(xié)變量。其中，選取家庭收入、父母雙方受教育程度、父母雙方職業(yè)作為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的測(cè)量指標(biāo)，并將其進(jìn)行量化處理［32］。最后，參考已有研究，將家庭收入、父母雙方受教育年限、父母雙方職業(yè)5個(gè)變量轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)Z值后再進(jìn)行求和，即每個(gè)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位值［33］得分越高，表示家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。在本研究中，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位5個(gè)指標(biāo)的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.813。變量描述及編碼方式見(jiàn)表1。

表1 協(xié)變量描述及編碼方式

（三）統(tǒng)計(jì)方法

三、結(jié)果分析

（一）傾向值匹配前：家庭流動(dòng)對(duì)嬰幼兒發(fā)展的影響

采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，比較流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變簝山M樣本的發(fā)展差異。結(jié)果表明，流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變喊l(fā)展存在顯著差異，流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展顯著低于非流動(dòng)?jì)胗變骸?/p>

表2 流動(dòng)?jì)胗變号c非流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展的差異檢驗(yàn)

（二）傾向值匹配檢驗(yàn)

1.流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變涸趨f(xié)變量上的差異檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變涸趥€(gè)體特征、家庭背景上是否存在顯著差異，本研究對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，并對(duì)匹配前兩組間的變量進(jìn)行t檢驗(yàn)。

結(jié)果顯示：流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變涸趥€(gè)體特征、家庭背景方面存在較為明顯的差異（見(jiàn)表3）。流動(dòng)?jì)胗變憾嗍桥?，年齡較大，入托比例較小，父母教育期待較高，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低。在傾向值匹配中將對(duì)上述干擾因素進(jìn)行控制，以考察戶籍性對(duì)嬰幼兒早期發(fā)展的“凈效應(yīng)”。流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變涸陴B(yǎng)育主體上不存在顯著差異，因此傾向值匹配中不控制這一變量。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

2.傾向指數(shù)估計(jì)：Logistic模型

根據(jù)傾向值匹配的分析步驟，使用Logistic模型估計(jì)傾向值。在傾向值進(jìn)行Logistic回歸前，依據(jù)已有研究結(jié)果與研究經(jīng)驗(yàn)確定引入匹配模型中的協(xié)變量。如表4所示，研究結(jié)果表明，嬰幼兒性別、年齡、入托經(jīng)歷、子女?dāng)?shù)量、教育期望、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位顯著影響戶籍屬性。在本研究中，性別為女孩、年齡越大、未入托、家庭子女?dāng)?shù)量越少、父母教育期望越高、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越低，越可能屬于流動(dòng)?jì)胗變喝后w。

表4 傾向指數(shù)估計(jì)：logistic模型估計(jì)

傾向分?jǐn)?shù)模型估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了流動(dòng)?jì)胗變号c非流動(dòng)?jì)胗變涸趥€(gè)體特征和家庭背景方面存在異質(zhì)性。因此，應(yīng)客觀地評(píng)價(jià)戶籍對(duì)嬰幼兒早期發(fā)展產(chǎn)生的因果效應(yīng)，有必要運(yùn)用傾向值匹配方法。

（三）傾向值匹配后：家庭流動(dòng)對(duì)嬰幼兒發(fā)展的影響

1.傾向值匹配后的平衡性檢驗(yàn)

通過(guò)平衡性檢驗(yàn)（Balancing Test）是應(yīng)用傾向值分析首先要滿足的前提條件，該檢驗(yàn)主要考察了匹配是否能平衡相關(guān)混淆變量的分布，要求處理組和控制組混淆變量在匹配后不存在系統(tǒng)差異。本研究主要采用Logistic回歸，對(duì)匹配成功的608對(duì)流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變哼M(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。Logistic回歸的考克斯-斯奈爾R2，反映了模型中自變量對(duì)因變量的解釋比例?？伎怂?斯奈爾R2越接近于0，說(shuō)明經(jīng)過(guò)傾向值匹配后，混淆變量幾乎不能再對(duì)處理效應(yīng)提供新的信息，即匹配后兩組樣本在所有用到的協(xié)變量上都不存在系統(tǒng)差異。

結(jié)果表明，匹配之前的考克斯-斯奈爾R2為0.297，匹配后考克斯-斯奈爾R2降低為0.078，說(shuō)明經(jīng)過(guò)傾向值匹配后，混淆變量幾乎不能再對(duì)處理效應(yīng)發(fā)揮作用，通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，傾向值匹配效果尚佳，可進(jìn)行后續(xù)的分析和比較。

表5 傾向值匹配后協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)

2.家庭流動(dòng)對(duì)嬰幼兒發(fā)展的影響

各協(xié)變量都通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)后，便可估計(jì)家庭流動(dòng)對(duì)結(jié)果變量的效應(yīng)，即比較匹配樣本中流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變喊l(fā)展是否存在顯著差異。估計(jì)方法采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，比較兩組嬰幼兒發(fā)展得分的差異。傾向值匹配方法的估計(jì)結(jié)果顯示，在消除了是否流動(dòng)的自選擇效應(yīng)后，流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變喊l(fā)展不存在顯著差異。

表6 流動(dòng)?jì)胗變号c非流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展的差異檢驗(yàn)

3.家庭流動(dòng)對(duì)不同亞群體中嬰幼兒發(fā)展的影響

鑒于不同條件下嬰幼兒發(fā)展的情況不同，有必要進(jìn)一步分析整體樣本所獲得的結(jié)論是否適用于不同亞群體。因此，根據(jù)性別、年齡、子女?dāng)?shù)量將總樣本分為六個(gè)子樣本。與整體樣本的分析方法和步驟相同，在傾向值匹配后考察流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變喊l(fā)展的差異。結(jié)果表明：在進(jìn)行傾向值匹配后，不同子樣本中流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變喊l(fā)展不存在顯著差異，即控制相關(guān)因素后流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變喊l(fā)展不存在顯著差異（見(jiàn)表7）。

表7 不同亞群體中流動(dòng)?jì)胗變号c非流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展的差異檢驗(yàn)

四、討論與建議

（一）客觀看待家庭流動(dòng)對(duì)嬰幼兒發(fā)展的影響

研究發(fā)現(xiàn)，在匹配了個(gè)人層面、家庭層面因素后，流動(dòng)?jì)胗變号c非流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展之間差異不再顯著，家庭流動(dòng)對(duì)嬰幼兒發(fā)展的影響亦不顯著。這一結(jié)論支持了已有研究，即控制個(gè)體特征、家庭因素等混淆變量后，流動(dòng)?jì)胗變号c非流動(dòng)?jì)胗變涸诎l(fā)展上的差別不再顯著［35］。整體而言，在同等條件下，流動(dòng)?jì)胗變汉头橇鲃?dòng)?jì)胗變嚎梢垣@得同等水平的發(fā)展，因而需正確、謹(jǐn)慎地看待流動(dòng)?jì)胗變号c非流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展間的差異，避免將兩類嬰幼兒發(fā)展間的差異歸因于嬰幼兒自身發(fā)展能力的不足。

盡管如此，不可否認(rèn)的是，這一結(jié)論僅存在于傾向值匹配后的反事實(shí)情境下，真實(shí)情境下流動(dòng)家庭嬰幼兒發(fā)展明顯落后仍是需要正視的現(xiàn)狀。在真實(shí)狀態(tài)中，即傾向值匹配之前，本研究結(jié)果表明，非流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展好于流動(dòng)?jì)胗變?。該結(jié)論可能的解釋是，盡管家庭流動(dòng)這一屬性并不是影響嬰幼兒發(fā)展的關(guān)鍵因素，但家庭流動(dòng)后所帶來(lái)的資源獲得和發(fā)展機(jī)會(huì)差異可能顯著影響嬰幼兒發(fā)展。本研究同時(shí)還發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于非流動(dòng)?jì)胗變?，流?dòng)?jì)胗變喝胪斜壤^低、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低，而這些因素均對(duì)嬰幼兒發(fā)展存在著消極影響［36-37］。當(dāng)然，這一推斷需要實(shí)證研究的進(jìn)一步驗(yàn)證。但不可否認(rèn)的是，我國(guó)公民獲得教育、醫(yī)療等公共服務(wù)需要以地方戶籍身份為憑證［38］，流動(dòng)家庭在城市公共資源服務(wù)獲得方面處于不利地位，也因此限制了流動(dòng)家庭子女的發(fā)展。

綜上所述，本文的結(jié)論有助于進(jìn)一步了解非流動(dòng)?jì)胗變汉土鲃?dòng)?jì)胗變褐g的發(fā)展差異，為構(gòu)建更加公平的兒童福利政策提供實(shí)證依據(jù)。但對(duì)于流動(dòng)家庭是否影響兒童早期發(fā)展這一問(wèn)題，不是單一研究或在短期內(nèi)能夠檢驗(yàn)出結(jié)果的。未來(lái)研究需要綜合考慮社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化、制度、地域、家庭、個(gè)體等多個(gè)因素，需要長(zhǎng)期驗(yàn)證。

（二）構(gòu)建流動(dòng)家庭社會(huì)保障體系，呵護(hù)廣大嬰幼兒發(fā)展起點(diǎn)公平

本研究表明，在同等條件的理想狀態(tài)下，流動(dòng)?jì)胗變喊l(fā)展并不落后于非流動(dòng)?jì)胗變?，但仍需客觀看待真實(shí)狀態(tài)下家庭流動(dòng)對(duì)嬰幼兒發(fā)展造成的不利影響。長(zhǎng)期以來(lái)，戶籍屬性已經(jīng)成為城市嬰幼兒獲得更多資源優(yōu)勢(shì)的杠桿，加劇了公共資源獲得的不公平，進(jìn)而造成了社會(huì)階層分化與代際固化。因此，解決廣大流動(dòng)家庭的城市公共服務(wù)資源獲得均等化需要打破戶籍制度這一人口管理桎梏。資源平等理論認(rèn)為，在促進(jìn)所有嬰幼兒發(fā)展這一過(guò)程中，政府理應(yīng)發(fā)揮弱勢(shì)補(bǔ)償?shù)墓δ埽?9］。因此，為了集聚人才，保障流動(dòng)家庭及嬰幼兒的公共服務(wù)權(quán)益，政府應(yīng)著力構(gòu)筑流動(dòng)家庭社會(huì)保障政策體系，呵護(hù)家庭嬰幼兒起點(diǎn)公平。結(jié)合研究發(fā)現(xiàn)，提出以下建議：

一是打破戶籍制度的限制，確保流動(dòng)家庭獲得平等的公共服務(wù)資源。政府應(yīng)將城市治理與公共服務(wù)的對(duì)象確立為城市的實(shí)有人口而非戶籍人口，打破戶籍人口與非戶籍人口在教育、醫(yī)療、城市公共服務(wù)資源等方面的福利區(qū)隔［40］。對(duì)于隨父母遷入城市的流動(dòng)兒童，應(yīng)讓他們與城市家庭子女獲得同等的早期照護(hù)服務(wù)，如母嬰保健、嬰幼兒照護(hù)服務(wù)、社區(qū)公共服務(wù)，使流動(dòng)家庭及子女也能共享城市改革發(fā)展成果［41］。

二是建立專門針對(duì)流動(dòng)家庭的社會(huì)保障政策，有針對(duì)性地支持流動(dòng)家庭及子女發(fā)展。政府應(yīng)提高服務(wù)水平，發(fā)揮自身在促進(jìn)社會(huì)公平正義過(guò)程中的補(bǔ)償作用，適度增加城市公共服務(wù)資源供給，并向流動(dòng)家庭傾斜。通過(guò)發(fā)放流動(dòng)人口育兒津貼或減免稅費(fèi)等經(jīng)濟(jì)支持政策，對(duì)流動(dòng)家庭因照護(hù)嬰幼兒而支付的成本進(jìn)行直接或間接補(bǔ)償。此外，還可通過(guò)家長(zhǎng)培訓(xùn)、育兒圖書發(fā)放、育兒知識(shí)網(wǎng)上推送等途徑，加大對(duì)流動(dòng)家庭的信息支持，指導(dǎo)流動(dòng)家庭科學(xué)育兒，彌補(bǔ)家庭環(huán)境對(duì)嬰幼兒發(fā)展的不足［42］。