钱 佳， 郝以谱， 李 豪 | 留守会导致同伴关系疏离吗？——基于CEPS数据的实证分析

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留守会导致同伴关系疏离吗？

——基于CEPS数据的实证分析

钱　佳¹， 郝以谱²， 李　豪¹

(1.华中师范大学 教育学院/湖北省基础教育研究中心，武汉 430079；2.武汉音乐学院 教务处，武汉 430060)

摘　要：采用中国教育追踪调查(CEPS)2013-2014学年基线数据，运用倾向性得分匹配法，分析了留守对农村初中生同伴交往的影响及其异质性，并基于夏普利值分解估计了影响强度。研究发现：第一，在控制其他因素的情况下，留守对农村初中生构建同伴关系有显著的负效应；第二，异质性检验结果表明，留守对学生同伴关系的负影响以仅父外出留守、七年级学生、男生、非寄宿学生群体更为突出；第三，夏普利值分解发现留守可以解释同伴关系变异的3.75%。应从国家政策、学校指导和家庭支持等层面对留守儿童同伴关系予以关注和支持，促进其社会化发展。

关键词：农村留守儿童；同伴关系；倾向性得分匹配法(PSM)

01

引    言

家庭是儿童社会化发展的最重要初级群体，是实现儿童社会化的基本单位^[1-2]。父母在与儿童的日常生活互动中不仅会主动地训练儿童的社会交往能力，促进其社会交往能力的发展，而且父母的社会交往、良性的亲子关系还能潜移默化地影响儿童社会交往能力的发展。然而，长时间的亲子分离不仅意味着留守儿童与父母之间互动时间减少和互动内容浅层化，还会导致留守儿童的家庭功能弱化、家庭情感支持系统薄弱，甚至亲子关系疏离等不良影响，引发儿童在同伴交往等社会化能力发展问题。

初中生正处于渴望自我独立的“分离-个体化”的关键期，步入青春期的他们在社区、学校的同伴交往行为会逐渐增多，而父母家庭教育角色的缺位可能会导致留守儿童行为等出现偏差^[3]，使他们社会化过程中更易受到同伴排斥。研究表明，长时期的亲子分离对初中学生长远的身心健康发展、良好习惯养成、亲密同伴关系构建等具有重要影响^[4]。同伴关系不仅能反映儿童与他人交往中的亲密融洽程度，也是儿童社会化的重要内容和社会适应的关键指标。因此，在家庭教育支持系统相对较弱的条件下，良好的同伴关系构建对留守儿童的身心健康发展显得尤其重要，特别是随着儿童年龄的增加，同伴的影响将变得越来越突出，且大龄儿童相对于低龄儿童更容易受到同伴的影响^[5]。

那么，留守是否会影响儿童同伴交往？是否存在因果关系，其程度如何？在不同群体之间是否异质性？围绕这些问题，本文利用中国教育追踪调查(CEPS)2013-2014年的基线数据，采用倾向得分匹配法(PSM)消除由父母外出务工决策存在的自选择性问题所导致的内生性，估计留守对同伴关系影响的因果关系，并且利用夏普利值分解进一步估计留守对农村初中生同伴交往的影响，以期对留守儿童社会化发展问题研究做出一定贡献。

02

文 献 综 述

一般而言，长期的亲子分离会给儿童的发展带来复杂影响。父母在留守儿童成长、发展过程中的长期缺位，对儿童的情感需求和心理健康都会产生负面影响^[6]。从作用机制看，父母外出务工对儿童身心健康的影响“好坏交织”^[7]，其效应可以分为“分离效应”和“收入效应”，前者对留守儿童的心理健康有显著的消极影响，但后者会显著改善儿童的身体健康，且“收入效应”会抵消“分离效应”的影响程度^[8]。虽然大部分研究反对将留守儿童贴上“问题儿童”的标签，但留守儿童处于相对弱势的成长环境中，其影响不容忽视。

研究表明，长期亲子分离下的家庭教育缺失会导致儿童社会化发展中的一系列问题。如张孝义等^[9](2018)认为，儿童社会化过程中的问题，大多是由于疏离的亲子关系、非民主型的教育方式等不良的家庭环境造成的。这一结论得到较多研究的印证，例如更低的主观幸福感^[10]、更高的孤独感^[11]、抑郁水平^[12]、更疏离的亲子关系^[13]等。同时，留守儿童因其处于相对弱势的环境，在社会化过程中可能会更易遭受排斥，面临被进一步边缘化的风险。

在家庭教育支持系统相对较弱的条件下，良好的同伴关系对留守儿童的社会化发展具有积极意义。密切的同伴关系将有利于留守儿童度过因父母外出务工而“独立”的孤独时期，获得情感上的支持和安全感，消解社会负性环境的排斥影响，以更好实现社会化的过程^[14]。还有研究表明，同伴友谊质量与儿童社会适应性显著相关^[15]，同伴关系状况的改善不仅能提高留守儿童的心理安全感水平^[16]，还调节了社会负性环境对留守和普通儿童问题行为的预测作用^[17]。维持良好的同伴关系和同伴互动有助于缓冲和减弱留守带来的负面效应，减少留守儿童问题行为的发生，是促进留守儿童积极发展的重要源泉^[18]。

留守经历对留守儿童社会化发展的影响成为了部分实证研究关注的重点。部分研究认为，留守对儿童同伴关系有消极影响：如周宗奎等^[19](2005)通过调查发现，留守儿童的人际关系显著地差于非留守儿童；肖富群^[1](2009)的研究支持了这一结论，父母外出就业对留守儿童同伴交往能力具有负面影响，且母外出留守比父外出留守的影响更大；侯玉娜^[20](2015)的研究表明，无论父母选择何种外出形式及外出时长，留守子女都会出现非认知发展问题，特别是在母亲外出和长时间外出的情况下，留守子女容易出现隐性的、较为严重的适应性问题；李梦龙等^[21](2019)通过Meta分析发现，农村留守儿童社交焦虑检出率为36.1%，高于非留守儿童，即留守儿童社交焦虑水平高于非留守儿童；宋月萍等^[14](2020)的研究也认为，困境留守儿童更有可能遭受到社会排斥，在社会交往中也处于弱势地位。

整体看，当前研究主要围绕留守所导致的亲子隔离对儿童社会化发展存在影响展开讨论，而对社会化的具体表现——同伴关系的关注相对较少；此外，父母是否外出，一般是根据家庭、子女状况以及地区特征等综合因素考虑所做出的决策，这导致农村儿童是否处于留守状态可能并不是随机的：在父母做出将孩子留在家乡、自己外出务工的决策(“干预”)之前，留守与非留守儿童之间的组间差异可能就已经存在，这类差异不仅会影响外出务工决策，还与留守儿童社会性发展等方面存在关联。研究样本选取的差异，即忽略了父母外出务工的选择性偏差^[22]。

以上分析表明，若直接构造农村儿童是否处于留守状态的虚拟变量，使用简单线性回归模型分析留守对学生同伴关系的影响，可能面临样本自选择等内生性问题，造成估计偏误。鉴于此，本文拟采用倾向性得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)，以“反事实框架”理论为基础，在控制组中寻找与干预组个体相似的观测值并与其匹配，进而用控制组个体的结果来估计干预组个体的反事实，测算处理效用，部分消除自选择所产生的内生性问题，从而得出留守对学生同伴关系的影响更加客观科学的结论。

03

研 究 设 计

(一)数据来源

本研究所用数据是“中国教育追踪调查”(China Education Panel Survey，简称为CEPS)。CEPS采用多阶段的概率和规模成比例(PPS)的抽样方法^①，在全国范围内抽取了28个县级单位、112所学校、438个班级的初中生作为调查样本，对最终选取的班级学生整体入样。CEPS以问卷调查为主要手段，对全体被调查学生(仅包括七年级和九年级)及其家长或监护人、班主任老师以及学校负责人进行问卷调查。本研究主要采用CEPS 2013-2014学年基线调查。

(二)变量界定

1.因变量：同伴关系

本文所研究的同伴关系由问卷中“班里大多数同学对我很友好”“我认为自己很容易与人相处”“我所在的班级班风良好”“我经常参加学校或班级组织的活动”“我对这个学校的人感到很亲切”五个题目进行测量。对每个题目的选项赋值，从1至4分别表示“完全不同意”“不太同意”“比较同意”“完全同意”。在数据初步处理阶段，本文使用因素分析法，以特征值大于1的原则提取因子，构建同伴关系因子，进一步把所得因子得分转化为百分制^②。

2.自变量：留守

对于留守儿童的界定，学界一直存在着分歧，这不仅使得学界对留守儿童规模测算存在差异，也使得研究留守对同伴关系产生影响的研究结论存在差异。段成荣、周福林^[23](2005)认为，留守儿童是指因父母双方或一方外出而被留守在户籍所在地，不能和父母双方共同生活在一起的未成年儿童青少年。本文借鉴该定义，将父母双方有一方或双方外出的农村初中生定义为留守状态，赋值为1，当父母双方均在家时定义为非留守状态，赋值为0。

3.控制变量

本文使用的其他变量还包括：性别、年龄、年级、是否独生、父母受教育年限、学业基础、民族、是否寄宿、父亲职业、家庭经济状况等。需要指出的是，本文以学生报告六年级时学习数学和语文吃力程度作为学生学业基础的代理变量，根据选项“特别吃力、有点吃力、不是很吃力、一点也不吃力”分别赋值为1至4，再把两门的值相加，所得值越高代表学生学习越不吃力，即学生的学业基础越好。

此外，本研究将父亲职业作为衡量家庭背景的测量指标之一，具体分为两类：精英职业和非精英职业。精英职业包括：管理精英(国家事业单位领导与工作人员、企业/公司中的高级管理人员等)和技术精英(工程师、医生等技术人员等)，其余职业类型划分为非精英^[24]。父母受教育年限由父母亲学历水平重新赋值转换所得。

 (三)样本描述

表1是本文使用的全样本的描述性统计结果。在本文研究使用的总样本中，留守儿童的样本为2015个，占总样本的比重为28.4%。描述统计结果表明，一方面，农村留守学生和非留守学生在同伴关系得分、父母受教育年限、学业基础、性别、家庭经济状况等方面存在差异。具体而言，与农村非留守学生相比，留守学生具有同伴关系得分更低、父母受教育水平更低、学业基础更弱及家庭经济状况更差等特点。

另一方面，不论是留守儿童还是非留守儿童，学生的同伴关系得分总体良好，这说明尽管相对于非留守儿童，留守儿童的同伴关系得分较低，但并不能简单地认为留守儿童在同伴交往中存在“问题”，而是在构建同伴关系时相较于非留守儿童处于“弱势”。与非留守儿童相比，农村留守儿童由于父母外出导致其存在父母生活照料不足、行为监管缺乏以及亲情关爱缺失等弱势，这些弱势使得留守儿童在社会化的过程中更易受到负面影响，其同伴交往关系相对于非留守儿童处于劣势。

04

实证研究结果

(一)基准回归结果

在不考虑选择性偏误的情况下，本文首先利用最小二乘法，以同伴关系为因变量，以是否留守为核心自变量进行回归，为后文采用倾向性得分匹配法奠定基础。由于该数据采用的是整群抽样，不同地区、不同学校和不同班级之间可能存在异方差以及同一群体内随机扰动项可能存在相关等问题，这虽然不会对点估计结果造成影响，但会导致估计结果的标准误偏小。因此，本研究在模型估计过程中按照班级对标准误进行聚类调整以控制聚类效应(clusters effect)。此外，由于学校也是从县区抽取而来的，本文进一步控制了学校固定效应，等同于控制了地区的差异，这从最大程度上减小了学校和地区未观测到的变量所造成的偏误。具体回归结果详见表2。

回归结果表明，在控制其他因素后，留守对学生的同伴关系具有显著影响，即与非留守儿童相比，留守儿童的同伴关系更差，留守经历对学生同伴关系的构建具有消极影响。回归模型中，一些控制变量也能为我们提供有益的结论。例如，父母受教育年限对学生同伴关系起着促进作用，这有可能是由于更高教育水平的父母，具备更多与儿童沟通的知识，能够及时发现和解决学生同伴交往中的问题。

(二)留守对同伴关系的影响：基于PSM估计

1.留守选择模型

本文选择协变量遵照如下原则：既与处理变量(留守)相关，又与结果变量(同伴关系)相关；或者与处理变量相关，但与结果变量不相关；避免选择与结果变量相关，但与处理变量不相关的变量。本文选择了学生性别、年级、年龄、是否独生、民族、学业基础、父母受教育年限、县级虚拟变量。县级虚拟变量主要控制因县级经济发展差异导致学生父母迁移的情况。由于留守儿童父母的当前职业很大程度可能是父母外出务工的结果，因此模型中未纳入父母的职业变量。

本文以是否留守作为因变量，以上文选择的协变量作为自变量，建立Logit模型。据表3可知，模型的解释力为13.5%，这说明选择的变量对模型具有较好的解释力。回归结果显示，性别为男生、民族为汉族、独生子女、七年级、父亲受教育年限低的学生更可能处于留守状态。倾向性得分概率模型结果显示，留守和非留守之间存在不可忽略的异质性，要有效地分析留守对学生同伴关系的影响，必须解决这一问题。同时，这也验证了本研究采用倾向性得分匹配法的必要性。

2.平衡性检验和共同支撑假设检验

在得到倾向性匹配得分之后，为了保障倾向性匹配得分结果的准确性，必须保证协变量在处理组和控制组之间不存在系统差异，由此本文进行处理组和控制组的平衡性检验。为了简洁，本文只报告部分联合检验结果，具体检验结果见表4。根据倾向性得分匹配估计基本原理，协变量对处理变量的影响将减少，联合显著性检验将变得不显著。从表4中看到匹配之后的伪R2只有0.005，P值为0.821，这说明匹配效果和估计结果较好。

共同支撑假设是指控制组与处理组在倾向值的分布上具有较大的重叠性。为直观考察留守组和非留守组的共同支撑域，图1给出了匹配前后留守组和非留守组倾向得分概率密度图，可以看出，匹配之后，处理组和控制组的倾向值得分密度分布差异得到明显的削减，满足了共同支撑假设。

3.留守对学生同伴关系的处理效应

本文主要采用近邻匹配方法，为了判断最近邻匹配法的估计是否稳健，本文进一步采用核匹配、半径匹配以及局部线性匹配法计算平均处理效应，具体结果见表5。从表5可以看出，用各种匹配方法所计算出的结果基本一致，这说明研究结果较为稳健。以最近邻匹配法为例进行解释，留守会导致同伴关系得分降低2.36分。

(三)异质性分析

为进一步识别留守对学生同伴关系影响的异质性，本文将样本按照不同留守状态、不同年级、不同性别和是否为寄宿生分组进行匹配。

1.不同留守状态对学生同伴关系影响

父母在学生成长过程所扮演的角色并非完全一样，不同角色的缺失对学生所造成的影响可能存在差异，父亲角色的缺失可能导致子女缺乏足够的行为习惯监督和学业辅导，母亲角色的缺失可能使得学生缺乏必要的生活照料、精神安慰和心理支持，而父母角色同时缺失则导致学生完全缺失家庭方面的支持，学生难以从家庭中得到必要的生活或精神上的支持、行为的规范和建议。基于以上各种情况，不同留守状态对学生同伴关系的影响是否具有差异性值得进一步研究。

本文进一步把留守状态进行划分，构造儿童是否留守的四分类变量，即仅父外出留守、仅母外出留守、双外出留守、非留守。本文以“仅父外出留守、仅母外出留守、父母双外出留守”分别为处理组，以“非留守”为控制组，计算不同留守状态对学生同伴关系的影响，具体见表6。

据表6可知，不同留守状态对学生同伴关系的影响具有异质性，仅父外出留守对学生的同伴交往具有显著的负向影响，仅母外出留守和父母双外出留守对其影响不显著，即留守对学生同伴关系的消极影响，更多的是发生在仅父外出留守的这类群体中。

2.留守对不同年级学生同伴关系影响

不同年级的学生身心发展水平存在差异，所掌握的交往知识技能和所拥有的同伴交流经验也存在差异。越低年级的学生越需要父母在其生活中的指导和照料，而九年级学生面临着升学压力等因素，使得其可能希望得到父母的照顾和帮助。因此，留守可能对不同年级的留守儿童的同伴关系影响存在差异性。基于此，本文按照学生年级进行分类，分别分析留守对七年级和九年级学生的影响，具体见表7。

从表7我们可以发现，留守对七年级学生的同伴关系的消极影响明显更大，这有可能是由于七年级学生年龄更小、社会化水平较低，从而导致留守对他们构建同伴关系的影响更明显。

3.留守对不同性别学生同伴关系影响

从表8我们可以发现，留守对学生同伴关系的影响主要发生在男生群体中，留守男生群体更容易在与同伴交往中处于不利的情况，出现同伴关系疏远等问题。

4.留守对是否为寄宿生的同伴关系的影响

随着留守儿童规模的不断扩大，政府希望通过完善农村寄宿制学校，使其转变管理和服务方式以弥补农村留守儿童家庭教育功能的缺失，促进留守儿童学习、身心健康全面发展。因此，本文重在分析寄宿能否减弱留守对学生同伴交往带来的负面效应。

据表9可知，相比寄宿制留守儿童，留守对非寄宿制留守儿童的同伴关系影响更加显著，对其同伴关系具有显著的负面影响，这说明寄宿制学校通过寄宿给学生提供了更多交流的场景和条件、教师的关心和注意，在一定程度上能有效缓解留守对学生同伴关系产生的消极影响。

(四)夏普利值分解

本文采用Huettner和Sunder^[25](2012)提出的基于回归方程的夏普利值分解方法来考察留守在影响学生同伴关系因素中的重要程度。夏普利值分解的基本思想是，对影响因变量(同伴关系)的因素进行分解时，从回归模型中找出各因素对因变量总体变异(R²)的贡献率，从而得出各变量对因变量影响的重要程度。本研究在运用PSM方法基础上，把倾向性得分作为新的变量纳入回归模型中，从而建立一个有效控制样本选择性偏差的回归模型。此外，为了避免自变量过多导致计算问题，本文剔除了回归中一些不显著的变量，具体见表10。

据表10的夏普利值分解结果可知，样本选择偏差在估计留守对学生同伴关系影响时的确存在，在控制其他变量的情况下，留守可以贡献同伴关系可解释变异的3.75%，学业基础对可解释变异的影响最大，其可以贡献同伴关系可解释变异的49.07%。尽管留守对学生同伴关系具有负面影响，即相对非留守学生而言，留守学生在同伴关系构建方面处于“相对弱势地位”，而不能得出留守学生在同伴交往关系方面存在问题的结论。

(五)稳健性检验

虽然倾向性得分匹配法可以在最大程度上解决可观测变量引起的偏差问题，但是一些未观测到的变量可能对学生是否处于留守状态具有系统性的影响，这使得使用倾向性得分匹配的可忽略性假设被违背，从而使得PSM估计结果存在偏差。因此，本文进一步采用工具变量法进行稳健性检验，工具变量不仅能解决因遗漏变量所导致的内生性问题，还能够在一定程度上解决双向因果所导致的问题。借鉴已有研究，本文选取县级学生留守率作为工具变量^[26-27]。

一个有效的工具变量应该满足两个条件：第一，相关性，即工具变量与内生解释变量之间相关；第二，外生性，即工具变量与扰动项不相关。本文通过杜宾-吴-豪斯曼(DWH)内生性检验发现，留守的确为内生性解释变量。弱工具变量检验结果显示，F值远远大于10，拒绝了“弱工具变量”的假设。由于本文无法直接采用有效统计方法对工具变量的外生性进行检验，因此采用一种非严格的方法，即把工具变量纳入主模型中进行偏系数显著性检验。表11表明，采用工具变量法同样发现留守会显著地增加学生的消极情绪，对学生同伴关系产生消极影响，留守对学生自我效能感具有显著的负向影响(数据来源于CEPS)。

05

研究结论与对策建议

(一)研究结论

本文运用CEPS调查数据，使用倾向得分匹配法，分析了父母外出务工对留守儿童同伴关系的影响及其异质性，并采用工具变量法进行了稳健性检验。研究发现：第一，留守对农村初中生同伴关系构建具有显著的负面效应；第二，留守对学生同伴关系的负向影响以父外出留守、七年级学生、男生、非寄宿学生群体更为突出；第三，留守在一定程度上解释了留守初中生在构建同伴关系时处于“相对弱势地位”，而非“同伴关系存在问题”。

基于本文的实证研究结果，我们提出了以下对策建议：第一，学校、教师应当进一步发挥学生同伴关系构建等方面的指导作用，引导留守儿童发展良好的友谊质量，加强留守儿童社会化关键发展阶段的心理指导。同时，应鼓励在农村社区搭建有利于学生同伴交往的平台，例如通过建立农村社区少年儿童活动中心、组织社区亲子活动等方式，为儿童同伴交往提供必要的活动场所和相应的资源。第二，强化父母对留守儿童的家庭教育责任。通过系列的家庭教育指导工作，强化外出务工家长在学生成长中的作用，引导他们与留守儿童进行更多的家庭交流、给予更多的关爱，重视留守儿童的心理健康、同伴交流和社会交往指导。此外，在条件允许的情况下，家庭中至少留一位父母监护人陪伴学生成长，减少留守对同伴关系构建等方面的不利影响。第三，长远看，还应进一步改革城乡户籍制度，逐步解决随迁子女“上好学”问题，保障随迁子女能更加平等地享受城市高质量教育资源，引导人口流动由“个体流动”向“家庭流动”转变，改变“亲子分离”的状态。

(二)不足与展望

本文虽然在以往研究的基础上做了新的尝试，但仍存在以下局限：第一，本文基于可观测变量采用倾向得分匹配法，虽能部分消除因样本自选择而产生的内生性问题，但仍无法解决不可观测变量对估计的影响；第二，在变量界定上，本文以学生自述的同伴关系作为因变量，一方面被试的回答可能存在“社会称许效应”，另一方面收集到的数据也可能受到共同方法变异的影响。最后，家庭、学校、社区等环境因素在学生构建同伴关系时发挥作用的机制较为复杂，本文仅研究了留守对学校生活中的同伴关系构建的影响，而对他们在社区生活中的同伴关系并未涉及，有待于在未来的研究中进一步讨论。

注

释

①具体抽样方案和实施详见《中国教育追踪调查(CEPS)抽样设计》和《第1轮(基线调查)调查手册》。

②由于因子分析所得的因子得分为均值为0，标准差为1的值，为了描述统计方便，研究过程把因子得分转化为百分制值。转换公式为：转换后的因子值＝(因子值＋B)×A。其中，A＝99/(因子最大值-因子最小值)，B＝(1/A)-因子最小值。

参考文献

[1]肖富群. “留守”经历对儿童同伴交往能力的影响[J].广西民族大学学报(哲学社会科学版),2009(1)：59-63.

[2]叶敬忠.农村留守人口研究：基本立场、认识误区与理论转向[J].人口研究， 2019(2)：21-31.

[3]宋月萍.父母流动对农村大龄留守儿童在校行为的影响：来自中国教育追踪调查的证据[J].人口研究，2018(5)：68-77.

[4]谭深.中国农村留守儿童研究述评[J].中国社会科学，2011(1)：138-150.

[5]李强.同伴效应对农村义务教育儿童辍学的影响[J].教育与经济，2019(4)：36-44.

[6]段成荣，吕利丹，邹湘江.当前我国流动人口面临的主要问题和对策：基于2010年第六次全国人口普查数据的分析[J].人口研究，2013(2)：17-24.

[7]郭申阳，孙晓冬，彭瑾，等.留守儿童的社会心理健康：来自陕西省泾阳县一个随机大样本调查的发现[J].人口研究，2019(6)：33-48.

[8]吴培材.父母外出务工对农村留守儿童身心健康的影响研

究[J].南方经济，2020(1)：95-111.

[9]张孝义，王瑞乐，杨琪，等.家庭环境对留守儿童问题行为的影响：交流恐惧的中介作用[J].中国特殊教育，2018(4)：66-72.

[10]徐慧，汪斯妤.留守儿童的公平感与幸福度：来自实地实验与调查的依据[J].南方经济， 2020(4)：40-52.

[11]宋静静，佐斌，谭潇，等.留守儿童的自尊在亲子亲合和同伴接纳与孤独感的中介效应[J].中国心理卫生杂志，2017(5)：376-381.

[12]范兴华，方晓义，刘勤学，等.流动儿童，留守儿童与一般儿童社会适应比较[J].北京师范大学学报(社会科学版),2009(5)：33-40.

[13]孙丹，钱佳.留守会导致亲子关系疏离吗：来自CEPS的经验证据[J].南方人口，2020(3)：33-45.

[14]宋月萍，韩筱，崔龙韬.困境留守儿童社会排斥状况及对健康的影响[J].人口研究， 2020(2)：102-112.

[15]彭美，戴斌荣.亲子沟通与同伴友谊质量对农村留守儿童社会适应性的影响[J].中国特殊教育，2019(9)：70-76.

[16]陆芳.农村留守儿童同伴关系与心理安全感关系及教育应对[J].当代青年研究，2019(6)：78-84.

[17]金灿灿，刘艳，陈丽.社会负性环境对流动和留守儿童问题行为的影响：亲子和同伴关系的调节作用[J].心理科学，2012(5)：1119-1125.

[18]WEN M，LIN D. Child development in rural China：children left behind by their migrant parents and children of nonmigrant families[J].Child development， 2012(1)：120-136.

[19]周宗奎，孙晓军，刘亚，等.农村留守儿童心理发展与教育问题[J].北京师范大学学报(社会科学版),2005(1)：71-79.

[20]侯玉娜.父母外出务工对农村留守儿童发展的影响：基于倾向得分匹配方法的实证分析[J].教育与经济，2015(1)：59-65.

[21]李梦龙，任玉嘉，蒋芬.中国农村留守儿童社交焦虑状况的meta分析[J].中国心理卫生杂志，2019(11)：839-844.

[22]侯珂，刘艳，屈智勇，等.留守对农村儿童青少年社会适应的影响：倾向值匹配的比较分析[J].心理发展与教育，2014(6)：646-655.

[23]段成荣，周福林.我国留守儿童状况研究[J].人口研究，2005(1)：29-36.

[24]黄超，吴愈晓.中学生教育期望的性别差异：表现与成因[J].江苏社会科学，2016(4)：121-132.

[25]HUETTNER F， SUNDER M. Axiomatic arguments for decomposing goodness of fit according to Shapley and Owen values[J].Electronic journal of stats， 2012(6)：1239-1250.

[26]DU Y， PARK A， WANG S. Migration and rural poverty in China[J].Journal of comparative economics， 2005(4)：688-709.

[27]丁继红，徐宁吟.父母外出务工对留守儿童健康与教育的影响[J].人口研究，2018(1)：76-89.

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