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、問題提出與文獻回顧

在城鎮(zhèn)化進程中，隨著農(nóng)村勞動力向城市的大規(guī)模持續(xù)流動，城市流動兒童日益增多且呈現(xiàn)低齡化特點。據(jù)《中國流動人口發(fā)展報告2016》顯示，流動人口呈現(xiàn)出家庭化流動趨勢加強、流入人口的家庭規(guī)模有所擴大的趨勢［1］。隨著流動家庭的大規(guī)模增加，流動兒童數(shù)量也不斷擴大，尤其是低齡流動兒童［2］。攜帶年幼子女流入發(fā)達城市是流動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會，同時也為子女發(fā)展謀求更優(yōu)質(zhì)的條件。然而，受制于嚴格的戶籍制度，流動家庭及子女在教育、醫(yī)療等城市資源獲得方面存在障礙［3］，這些制度性障礙對嬰幼兒發(fā)展的不利影響已成為流動家庭適應(yīng)城市生活、投身城鎮(zhèn)化建設(shè)的后顧之憂。

那么，流動嬰幼兒在發(fā)展方面處于不利地位嗎？家庭流動會影響嬰幼兒發(fā)展嗎？流動對嬰幼兒發(fā)展的影響是一個復(fù)雜的問題，需要將流動兒童和非流動兒童置于同一研究框架內(nèi)，把流動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，考察流動本身是否影響嬰幼兒發(fā)展。鑒此，本研究運用傾向值匹配法（Propensity Score Matching，PSM）［4］，控制對嬰幼兒發(fā)展有影響的協(xié)變量，為流動本身是否能影響嬰幼兒發(fā)展這一問題提供更客觀、科學(xué)的答案。

在我國，流動人口之所以成為流動人口，最關(guān)鍵的不在于其是否流動，而在于其是否具有當?shù)氐膽艏?］。戶籍制度是我國的一種社會制度。在此制度下，個體被歸為農(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，更是一種社會群體分層制度，即將本來平等的群體劃分為不同社會層級，使人們按戶籍身份的差異不平等地獲得社會資源［6］。改革開放以后，大量農(nóng)村剩余勞動力涌入城市，從欠發(fā)達地區(qū)流入發(fā)達地區(qū)。但該群體的戶籍并未改變，因此進城務(wù)工的農(nóng)業(yè)人口便形成了規(guī)模龐大的流動人口。在嚴格的戶籍制度下，城市嬰幼兒內(nèi)部也發(fā)生了變化，出現(xiàn)了流動嬰幼兒群體。根據(jù)2015年全國1%人口抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)顯示，我國0-17歲流動兒童總量達到3426萬，其中0-5歲低齡兒童達到1053萬［7］。因戶籍性質(zhì)不同，流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒享受著不同的社會資源。實證研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)所帶來的不同社會群體所獲得社會資源的差異已經(jīng)在嬰幼兒群體中擴散，并出現(xiàn)了代際固化趨勢［8］。

在人口大流動的社會背景下，流動兒童的發(fā)展問題受到了研究者的重視和關(guān)注。有研究認為，在城鄉(xiāng)二元戶籍制度影響下，流動兒童多方面發(fā)展處于劣勢地位［9］。根據(jù)動力系統(tǒng)理論的觀點，不同的社會和文化情境會導(dǎo)致個體產(chǎn)生不同的發(fā)展特點和機制［10］，流動兒童和非流動兒童受戶籍限制經(jīng)歷了不同的社會、家庭、學(xué)校文化環(huán)境［11］，在發(fā)展方面存在著差異。實證研究也支持了這一觀點，結(jié)果表明流動兒童認知能力和非認知能力等多方面發(fā)展落后于城市兒童［12-13］。周皓等發(fā)現(xiàn)，流動兒童與非流動兒童在學(xué)業(yè)成績上存在顯著差異［14］。何光峰的研究進一步表明，流動兒童學(xué)業(yè)成績較差者占比為20%，而同齡兒童學(xué)習(xí)成績較差者僅占3.3%［15］。一項追蹤研究也顯示，流動兒童的學(xué)業(yè)成績顯著低于非流動兒童［16］。在社會和心理適應(yīng)方面，與非流動兒童相比，流動兒童的社會文化適應(yīng)和心理適應(yīng)處于較低水平［17］。流動兒童總體城市融入程度顯著低于其他兒童［18］。針對非流動嬰幼兒和流動嬰幼兒的評估也發(fā)現(xiàn)，流動嬰幼兒比非流動嬰幼兒的依戀關(guān)系更不穩(wěn)定，也表現(xiàn)出較差的社會適應(yīng)能力和更多的外顯行為問題以及失調(diào)問題［19］。在心理健康方面，多數(shù)研究得出了較為相同的結(jié)論，即認為流動兒童心理健康狀況比其他兒童較差［20］。

由此可見，現(xiàn)有研究結(jié)論基本一致，即相比非流動兒童，流動兒童在學(xué)業(yè)成績、社會適應(yīng)、心理健康等方面發(fā)展相對落后。但該差異是由流動屬性產(chǎn)生的還是因為其他因素，無法從現(xiàn)有研究結(jié)論中獲得。這是因為家庭社會經(jīng)濟地位、教育期望等均可能影響兒童發(fā)展，而流動兒童在這些方面的獲得與非流動兒童存在顯著差異［21-22］。已有研究發(fā)現(xiàn)，戶籍身份處于不利地位的兒童，更有可能來自家庭社會經(jīng)濟地位較低的弱勢家庭［23］，即流動兒童的家庭社會經(jīng)濟地位可能更低。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父母［24］。因此，需要進一步探究流動兒童和非流動兒童的發(fā)展差異是因為家庭流動帶來的結(jié)果，還是由家庭社會經(jīng)濟地位、教育期望等其他因素所致。

實際上，有研究認為，家庭流動并不是影響流動兒童和非流動兒童存在發(fā)展差異的關(guān)鍵因素［25］。與家庭流動相關(guān)的背景變量或其他變量同樣顯著影響兒童發(fā)展。國內(nèi)外研究表明，家庭社會經(jīng)濟地位越低，兒童的問題行為越多、學(xué)業(yè)成績越差［26］；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子女學(xué)習(xí)動機［27］。此外，兒童性別、年齡、教育經(jīng)歷等個體特征，子女數(shù)量、養(yǎng)育主體等家庭背景特征會影響兒童發(fā)展。兒童語言、認知等多方面發(fā)展在性別、年齡、教育經(jīng)歷、子女數(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，使得家庭流動對兒童發(fā)展的影響無法明晰。一項針對“流動”對兒童學(xué)業(yè)成績效應(yīng)的研究表明，當控制了個人、家庭、學(xué)校方面的混淆變量后，流動兒童與城市本地兒童在學(xué)業(yè)成績上不存在顯著差異［30］。因此，為考察家庭流動是否真正影響兒童發(fā)展，需要抽離兒童個體特征和家庭背景變量，單獨考察家庭流動對兒童發(fā)展的凈效應(yīng)。

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

運用傾向值匹配法，可以控制流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒在相關(guān)變量上的分布差異，即將家庭流動視為一種自然干預(yù)，忽略混淆變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題所帶來的估計結(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，將嬰幼兒個體特征（性別、年齡、入托經(jīng)歷）和家庭背景特征（子女數(shù)量、養(yǎng)育主體、教育期望、家庭社會經(jīng)濟地位）作為協(xié)變量，采用傾向值匹配模型，探索并估計家庭流動屬性對嬰幼兒發(fā)展影響的凈效應(yīng)。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

北京作為我國政治中心、文化中心，是我國經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)之一，流動人口總數(shù)常年位居全國前列。因此，在北京市考察家庭流動對嬰幼兒發(fā)展的影響，其結(jié)果具有一定代表性。考慮到本研究聚焦3歲以下嬰幼兒，為避免父母年齡對嬰幼兒發(fā)展的無關(guān)影響，將父母年齡限制為青年階段。依據(jù)中共中央、國務(wù)院《中長期青年發(fā)展規(guī)劃（2016—2025年）》和《中華人民共和國民法典》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)測與家庭發(fā)展處、婦幼保健院、社區(qū)服務(wù)中心、托育機構(gòu)等，采用方便取樣法，對北京市3歲以下嬰幼兒家庭進行問卷調(diào)查。在父母知情同意后，共收集到5023份家庭的問卷數(shù)據(jù)。為規(guī)避被試效應(yīng)，問卷調(diào)查采取匿名作答形式，且不收集社區(qū)、托育機構(gòu)名稱信息。刪除無效問卷后，最終得到4739份有效問卷，問卷有效回收率為94.3%。在所有嬰幼兒家庭中，共包含1154個流動家庭（24.4%）及3585個城市家庭（75.6%）。

（二）變量描述

1.因變量

地震活動頻率上云南省MS6.5級以上地震的泊松分布參數(shù)為0.2154，每年發(fā)生MS6.5級以上大震概率為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級以上地震的泊松分布參數(shù)為0.1061，每年發(fā)生7級以上大震概率為9.5%，具有每10年發(fā)生1次的特點，其中發(fā)生1次MS7.0級地震的概率為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《照護者報告版早期發(fā)展工具（縮減版）》（Caregiver Reported Early Development Instruments-Short Form）考察嬰幼兒在動作、語言、認知、社會性等多方面發(fā)展情況。該量表由哈佛大學(xué)團隊研發(fā)，已經(jīng)被美國、英國、日本等國家研究者廣泛運用，適用于考察3歲以下嬰幼兒多個方面的綜合發(fā)展情況［31］。量表依據(jù)嬰幼兒年齡，每6個月齡設(shè)計一個分量表，每個分量表均20個項目，依據(jù)嬰幼兒月齡邀請家長填答對應(yīng)的分量表。量表采用“0”“1”計分，以各項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運用，本研究在保持原有意義不變的前提下翻譯該量表，根據(jù)中國文化背景和語言表達習(xí)慣對部分項目表述進行修訂，使其更易于我國嬰幼兒父母理解。在此基礎(chǔ)上，為驗證問卷在中國嬰幼兒父母群體中的適用性，進行信度、效度檢驗。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，每個年齡階段的驗證性因素結(jié)果各項指標均符合統(tǒng)計學(xué)指標，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”，為二分變量?！傲鲃印奔创砹鲃計胗變?，賦值為“1”；“未流動”即代表非流動嬰幼兒，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的精確度?；谠撛瓌t，本研究中的協(xié)變量包括影響個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，本文選擇將個體層面、家庭層面的7個因素作為協(xié)變量。個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數(shù)量、養(yǎng)育主體、教育期望、家庭社會經(jīng)濟地位作為協(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)作為家庭社會經(jīng)濟地位的測量指標，并將其進行量化處理［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個變量轉(zhuǎn)換為標準Z值后再進行求和，即每個家庭社會經(jīng)濟地位值［33］得分越高，表示家庭社會經(jīng)濟地位越高。在本研究中，家庭社會經(jīng)濟地位5個指標的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.813。變量描述及編碼方式見表1。

表1 協(xié)變量描述及編碼方式

（三）統(tǒng)計方法

三、結(jié)果分析

（一）傾向值匹配前：家庭流動對嬰幼兒發(fā)展的影響

采用獨立樣本t檢驗，比較流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒兩組樣本的發(fā)展差異。結(jié)果表明，流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒發(fā)展存在顯著差異，流動嬰幼兒發(fā)展顯著低于非流動嬰幼兒。

表2 流動嬰幼兒與非流動嬰幼兒發(fā)展的差異檢驗

（二）傾向值匹配檢驗

1.流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒在協(xié)變量上的差異檢驗

為檢驗流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒在個體特征、家庭背景上是否存在顯著差異，本研究對相關(guān)變量進行了描述性統(tǒng)計，并對匹配前兩組間的變量進行t檢驗。

結(jié)果顯示：流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒在個體特征、家庭背景方面存在較為明顯的差異（見表3）。流動嬰幼兒多是女孩，年齡較大，入托比例較小，父母教育期待較高，家庭社會經(jīng)濟地位較低。在傾向值匹配中將對上述干擾因素進行控制，以考察戶籍性對嬰幼兒早期發(fā)展的“凈效應(yīng)”。流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒在養(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

2.傾向指數(shù)估計：Logistic模型

根據(jù)傾向值匹配的分析步驟，使用Logistic模型估計傾向值。在傾向值進行Logistic回歸前，依據(jù)已有研究結(jié)果與研究經(jīng)驗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、子女數(shù)量、教育期望、家庭社會經(jīng)濟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、家庭子女數(shù)量越少、父母教育期望越高、家庭社會經(jīng)濟地位越低，越可能屬于流動嬰幼兒群體。

表4 傾向指數(shù)估計：logistic模型估計

傾向分數(shù)模型估計結(jié)果驗證了流動嬰幼兒與非流動嬰幼兒在個體特征和家庭背景方面存在異質(zhì)性。因此，應(yīng)客觀地評價戶籍對嬰幼兒早期發(fā)展產(chǎn)生的因果效應(yīng)，有必要運用傾向值匹配方法。

（三）傾向值匹配后：家庭流動對嬰幼兒發(fā)展的影響

1.傾向值匹配后的平衡性檢驗

通過平衡性檢驗（Balancing Test）是應(yīng)用傾向值分析首先要滿足的前提條件，該檢驗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，對匹配成功的608對流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒進行平衡性檢驗。Logistic回歸的考克斯-斯奈爾R2，反映了模型中自變量對因變量的解釋比例。考克斯-斯奈爾R2越接近于0，說明經(jīng)過傾向值匹配后，混淆變量幾乎不能再對處理效應(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，說明經(jīng)過傾向值匹配后，混淆變量幾乎不能再對處理效應(yīng)發(fā)揮作用，通過了平衡性檢驗?？梢姡瑑A向值匹配效果尚佳，可進行后續(xù)的分析和比較。

表5 傾向值匹配后協(xié)變量平衡性檢驗

2.家庭流動對嬰幼兒發(fā)展的影響

各協(xié)變量都通過了平衡性檢驗后，便可估計家庭流動對結(jié)果變量的效應(yīng)，即比較匹配樣本中流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒發(fā)展是否存在顯著差異。估計方法采用獨立樣本t檢驗，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結(jié)果顯示，在消除了是否流動的自選擇效應(yīng)后，流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒發(fā)展不存在顯著差異。

表6 流動嬰幼兒與非流動嬰幼兒發(fā)展的差異檢驗

3.家庭流動對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、子女數(shù)量將總樣本分為六個子樣本。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嬰幼兒和非流動嬰幼兒發(fā)展的差異。結(jié)果表明：在進行傾向值匹配后，不同子樣本中流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒發(fā)展不存在顯著差異，即控制相關(guān)因素后流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒發(fā)展不存在顯著差異（見表7）。

表7 不同亞群體中流動嬰幼兒與非流動嬰幼兒發(fā)展的差異檢驗

四、討論與建議

（一）客觀看待家庭流動對嬰幼兒發(fā)展的影響

研究發(fā)現(xiàn)，在匹配了個人層面、家庭層面因素后，流動嬰幼兒與非流動嬰幼兒發(fā)展之間差異不再顯著，家庭流動對嬰幼兒發(fā)展的影響亦不顯著。這一結(jié)論支持了已有研究，即控制個體特征、家庭因素等混淆變量后，流動嬰幼兒與非流動嬰幼兒在發(fā)展上的差別不再顯著［35］。整體而言，在同等條件下，流動嬰幼兒和非流動嬰幼兒可以獲得同等水平的發(fā)展，因而需正確、謹慎地看待流動嬰幼兒與非流動嬰幼兒發(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，不可否認的是，這一結(jié)論僅存在于傾向值匹配后的反事實情境下，真實情境下流動家庭嬰幼兒發(fā)展明顯落后仍是需要正視的現(xiàn)狀。在真實狀態(tài)中，即傾向值匹配之前，本研究結(jié)果表明，非流動嬰幼兒發(fā)展好于流動嬰幼兒。該結(jié)論可能的解釋是，盡管家庭流動這一屬性并不是影響嬰幼兒發(fā)展的關(guān)鍵因素，但家庭流動后所帶來的資源獲得和發(fā)展機會差異可能顯著影響嬰幼兒發(fā)展。本研究同時還發(fā)現(xiàn)，相對于非流動嬰幼兒，流動嬰幼兒入托比例較低、家庭社會經(jīng)濟地位較低，而這些因素均對嬰幼兒發(fā)展存在著消極影響［36-37］。當然，這一推斷需要實證研究的進一步驗證。但不可否認的是，我國公民獲得教育、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，也因此限制了流動家庭子女的發(fā)展。

綜上所述，本文的結(jié)論有助于進一步了解非流動嬰幼兒和流動嬰幼兒之間的發(fā)展差異，為構(gòu)建更加公平的兒童福利政策提供實證依據(jù)。但對于流動家庭是否影響兒童早期發(fā)展這一問題，不是單一研究或在短期內(nèi)能夠檢驗出結(jié)果的。未來研究需要綜合考慮社會、經(jīng)濟、文化、制度、地域、家庭、個體等多個因素，需要長期驗證。

（二）構(gòu)建流動家庭社會保障體系，呵護廣大嬰幼兒發(fā)展起點公平

本研究表明，在同等條件的理想狀態(tài)下，流動嬰幼兒發(fā)展并不落后于非流動嬰幼兒，但仍需客觀看待真實狀態(tài)下家庭流動對嬰幼兒發(fā)展造成的不利影響。長期以來，戶籍屬性已經(jīng)成為城市嬰幼兒獲得更多資源優(yōu)勢的杠桿，加劇了公共資源獲得的不公平，進而造成了社會階層分化與代際固化。因此，解決廣大流動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。資源平等理論認為，在促進所有嬰幼兒發(fā)展這一過程中，政府理應(yīng)發(fā)揮弱勢補償?shù)墓δ埽?9］。因此，為了集聚人才，保障流動家庭及嬰幼兒的公共服務(wù)權(quán)益，政府應(yīng)著力構(gòu)筑流動家庭社會保障政策體系，呵護家庭嬰幼兒起點公平。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)的對象確立為城市的實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］。對于隨父母遷入城市的流動兒童，應(yīng)讓他們與城市家庭子女獲得同等的早期照護服務(wù)，如母嬰保健、嬰幼兒照護服務(wù)、社區(qū)公共服務(wù)，使流動家庭及子女也能共享城市改革發(fā)展成果［41］。

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