摘要
互联网使用与青少年认知发展的利害关系一直备受研究和实践关注。现有研究对不可观测因素的影响控制不彰，使其容易高估互联网的干预效应。本研究使用中国教育追踪调查短面板数据，运用倾向值匹配与双重差分方法控制内生性问题，估计了互联网使用对初中生认知发展的因果效应。结果发现：第一，在控制了可观测和不可观测变量的影响后，学生因使用互联网至少提升了4.6%的认知测试表现，但使用无互联网接入的计算机则对学生认知无明显促进作用；第二，条件概率模型表明，较好的经济条件、较多的藏书量、父母从事精英职业、家长在工作日经常使用互联网、就读学校联网程度较高等变量会显著提升初中生使用互联网的概率；第三，对使用方式的检验结果显示，互联网使用的学习偏好和社交偏好均能促进初中生认知发展，互联网使用的娱乐偏好与认知发展呈反向作用关系。上述发现为理性看待互联网的工具价值并合理制定干预手段提供了实证支持。
关键词
互联网 认知能力 学生发展 准自然实验 倾向值匹配与双重差分
基金项目
教育部人文社会科学研究青年基金项目“教育信息化视阈下农村儿童学业增值的干预效应与保障机制研究”（21YJC880040）；河南省哲学社会科学规划项目“信息化教学对农村儿童学业增值的影响及其机制”（2021CJY058）。
作者简介
李文平，郑州大学教育学院讲师
引用本文
李文平.互联网使用与初中生认知能力发展再考察——以互联网接入为准自然实验的探索性研究[J].复旦教育论坛,2023,21(03):67-75.
认知能力是有效适应环境、从经验中学习、理解复杂想法、通过思考克服困难的能力[1]，不仅关乎个人的工资水平、劳动潜力和职业发展[2,3]，还关乎国家的平稳发展[4]。从神经科学的角度看，认知发展依赖于大脑发育和神经连接的成熟度[5]，这意味着大脑发育成熟度较高的成人很难通过后天干预缩小认知差距[6]，也意味着大脑发育处于高度敏感期的青少年具备较大的形塑空间[7]。据此来讲，通过外部干预促进青少年认知能力发展对国民素养提升、综合国力增强等影响深远。按照维果斯基的观点，人类认知创造了工具，然后反过来又被这些工具所改造[8]。互联网作为人类迄今为止创造的最为复杂的文化工具，它对人类认知的影响可能比其他任何文化工具都要大得多[9]。因此，评估互联网对青少年认知能力发展的影响，对制定有效干预策略，以更低的成本实现优质人力资本积累和社会生产力进步具有积极意义。
有关互联网使用对认知能力影响的研究一直是信息化教学、学生学习与发展等领域的焦点问题，但相关研究的结论并不一致，甚至相互抵牾。一种观点认为互联网使用有益于学生认知能力发展。方超等采用CEPS追踪数据，使用倾向得分匹配方法控制内生性偏差，发现使用互联网给学生认知能力带来了11.6%—12.6%的增益[10]；郑磊等以城乡初中生认知能力差距为研究对象，使用最小二乘回归和倾向得分匹配方法的研究发现，家庭互联网接入能够显著预测学生的认知能力，互联网接入能够解释的城乡学生认知差距在57%左右[11]；杨淑晴等以历史课外学习使用互联网为干预的实验研究发现，使用互联网的学生，其自评批判性思维能力显著较高[12]；克莱恩·帕尼娜等以150名儿童为研究对象，以儿童在使用计算机时是否提供成人指导为干预的实验研究发现，在教师指导下使用计算机的儿童，其抽象推理、逻辑思维、类推及反省思维等认知表现提升显著[13]；保罗·阿特韦尔等借助OLS回归分析了1680名4—13岁儿童的时间日志数据，发现每周在家里使用互联网8小时以下的儿童，其认知测试表现显著优于不使用互联网的儿童[14]。另一种观点强调了互联网使用对学生认知的负面影响。有研究基于PISA2015测试数据，使用似真值估算方法控制家庭背景和生源背景造成的外生影响，发现学校生均计算机数量对城市学生科学素养等认知表现的影响显著为负[15]；还有研究使用倾向得分匹配方法纠正选择性偏差，发现互联网使用对学生成绩产生了抑制作用[16]；萨里特·巴兹莱等以在网络游戏中提供“脚手架”为干预手段，对130名儿童进行干预实验，结果显示，相较于仅玩网络游戏的儿童，无论是在游戏前使用“脚手架”还是在游戏后使用“脚手架”的儿童，其问题解决等认知测试表现并未获得明显提升[17]；雷诺·琼科等使用方差分析和逻辑回归对4491名学生的网络调查数据的检验结果显示，在学习时经常使用互联网即时聊天软件的学生学业表现更差，这与其认知过程中的多任务处理有关[18]；喀薇丽·萨布拉玛妮安在一项针对使用卡内基梅隆大学HomeNet项目数据产出成果的述评中指出，已有研究不能真正证明电脑游戏和儿童表现之间有因果关系，因为许多研究只考察了玩游戏后立即反馈的结果，缺乏事后追踪[19]。上述研究相互矛盾的结论，给准确厘定互联网使用对青少年认知发展的影响带来了困难。但若从研究方法上看，既有研究使用的因果识别策略不规范，可能是造成其结论相互排斥的一个重要原因。现有文献的通常做法是，基于截面数据或分组实验的数据，比较使用互联网的学生和不使用互联网的学生在认知变量上的差异。事实上，学生使用互联网的概率并非随机分配，至少会受到家庭背景、学校环境、个体特质等因素的影响，这些差异亦是影响学生认知的重要因素[20]。所以，简单地以分组后的认知表现来衡量互联网使用的干预效应将产生较严重的内生性问题。一般情况下，严格随机试验是探寻因果关系的理想方法，但由于严格随机试验具有反事实不可测、时间成本较高等问题，目前尚未见到其在学生认知发展中的应用。退而求其次，断点回归（RD）和工具变量（IV）成为使用截面数据进行因果推断的可靠方法。遗憾的是，在现实中找到一个能有效影响互联网使用概率的外生断点十分困难，所以目前的学生认知发展研究中并未见到断点回归的运用。同样，要想找到一个与自变量高度相关而与异质性残差不相关的外生工具变量难度颇大。例如，曹丹丹等以家长工作之余上网的频率为工具变量，研究互联网使用带来的城乡青少年认知差距[21]，但此变量更多地解决了家庭层面的内生性问题，学校等层面的内生性问题并未有效解决，这将会产生高估解释变量干预效应的风险。在此情形下，能够通过控制倾向值来遏制选择性误差对认知影响的倾向值匹配方法（PSM）受到了较多关注和应用。然而，PSM只能控制由可测协变量造成的异质性影响，对不可观测的异质性残差却束手无策，而且PSM方法还存在反向因果风险，因为认知能力更高的人更容易掌握互联网使用方法，继而有更高的概率使用互联网[22]。除在研究方法上留有探索空间以外，现有研究对互联网工具价值的探讨也需进一步深入。我们知道，工具的价值并不仅仅在于它是否有用，更在于它怎样被使用。互联网只是影响学业表现的远端变量，并不直接作用于学生成绩[23]，青少年如何使用互联网，使用了什么功能，才是受益与否的根本所在[24]。就此而言，对互联网是否有用的讨论需要拓展至使用方式层面。相关研究对此议题的讨论较为零星且集中于学业表现，认为青少年使用互联网会通过娱乐动机和学习动机作用于学业成绩[25]。互联网使用的娱乐偏好负向影响学生成绩[26]，造成语文、英语、数学、阅读、计算机等学业成绩的显著降低[27]；互联网使用的学习偏好则可缩小由家庭背景所造成的成绩差距[28]，在控制了阅读障碍、课程兴趣、性别等变量后，使用互联网搜索信息和做作业等行为显著预测了学生的学业成绩[29]；然而也有研究指出，无论是出于娱乐动机还是学习动机来使用互联网，学生的科学、数学、阅读成绩都会随着使用频率的增加而趋于下降[25]。由此可见，目前有关互联网使用方式对学生认知影响的研究并不多见；少量的针对学业成绩的实证研究，其结论也不完全统一。此外，现有文献对互联网使用方式的二分法也显得过于笼统，因为国内外诸多学者对青少年互联网使用偏好的分类一般分为娱乐、学习和交流三种[30]23。综上，对于使用互联网能否促进学生的认知能力发展这一问题，现有研究仍结论不一，存在方法不彰、探讨不周等不足。因此，很有必要采用准自然实验研究设计，评估互联网使用对认知发展的因果效应。鉴于此，本研究基于中国教育追踪调查（CEPS）的基期和追踪数据，运用倾向值匹配与双重差分方法，对样本自选择偏误及不随时间变化的非观测异质性残差予以控制，以估计互联网使用对认知发展的因果效应。此外，本研究还从使用方式上进一步检验互联网的“有用性”，测算娱乐、学习和交流三种使用方式对认知能力增值的净效应。反事实估计是实现因果推断的常用思路，倾向值匹配则是反事实估计中的普遍做法。本研究亦采用此方法来处理“学生互联网使用概率非随机分布”的问题。假定有结果变量Y、干预变量W(W=1表示干预组）和一组可观测的协变量X。首先，利用给定协变量X，估计干预组样本和对照组样本使用互联网的概率，即倾向值P(X）；其次，基于估计的倾向值进行匹配，即以综合特征最相似的未使用互联网的对照组学生认知水平作为使用互联网的干预组的反事实结果；再次，进行倾向值匹配的前提性假设检验，即通过条件平衡性检验和共同支撑检验，保证数据处理是在准自然实验条件下开展的；最后，通过测算匹配后的两组样本在共同支撑域上认知能力差异的均值，可得到互联网使用对认知能力发展的平均处理效应。式（1）中，Y1i和Y0i分别表示干预组样本和对照组样本在反事实情形下的潜在认知能力。尽管倾向值匹配法可控制样本的自选择问题，但它基于可测协变量的计量逻辑却无法解决由不可观测变量带来的异质性残差，造成较为严重的估计偏误[31]。易言之，倾向值匹配法难以纠正禀赋、人格、观念、氛围、文化等无法测算的变量对学生是否使用互联网的影响，使测得的平均处理效应是有偏的。双重差分法则可利用面板数据克服由不可观测变量带来的影响[32]，恰好弥补倾向值匹配方法计量逻辑的不足。为此，赫克曼等人构建了倾向值匹配与双重差分相结合的计量方法，以充分利用两种方法的优点，同时处理由可观测变量和不可观测变量带来的样本选择影响[33]。出于以上考虑，本研究使用倾向值匹配与双重差分方法，以有效控制可观测变量和不可观测变量对学生是否使用互联网的影响，力图更为准确地估计因使用互联网而给学生认知能力带来的增量。式（2）中，t0和t1分别表示家庭接入互联网前的时点和接入互联网后的时点；为控制变量集，表示可能会影响干预组和对照组样本在观测期使用互联网的一组特征变量，这些变量不仅会对学生是否使用互联网产生影响，还可能对他们的认知能力产生影响。本研究的基本策略是通过将一组在基期未使用互联网但在追踪调查时使用互联网的样本作为干预组，再将一组与之特征相似但两期都没有使用互联网的样本作为对照组，借助倾向值匹配与双重差分方法来估计互联网使用对认知发展的因果效应。中国教育追踪调查基线数据和追踪数据满足了本研究的模型构造需求。该调查采用多阶段概率与规模成比例抽样方法抽取了全国28个县（区）的112所学校、438个班级进行基线调查，其中七年级样本10279人；追踪数据则对参与基线调查的全体七年级学生进行了追访，追访成功9449人，失访830人。本研究以成功追访的七年级学生调查数据为数据源，在对干预变量、协变量等重要变量进行数据筛选后，共有3062名学生的两期调查数据进入有效样本，其中干预组样本900人，对照组样本2162人。本文的因变量为“初中生的认知能力”，使用CEPS基线调查和追踪调查提供的学生认知能力测试标准化得分进行变量识别。认知能力测试从语言、图形与空间、计算与逻辑三个维度对初中生认知能力进行了测评，测评得分越高代表认知能力越强。本文的干预变量为“家庭是否接入互联网”，使用CEPS学生问卷中的题目“你家里有电脑和网络吗”（0=无，1=有电脑、无网络，2=有电脑和网络）进行变量识别。为尽可能全面、稳健地估计互联网使用带来的影响，将干预条件细分为3类：（1）干预1：从基期无计算机、无网络到当期有计算机、有网络；（2）干预2：从基期有计算机、无网络到当期有计算机、有网络；（3）干预3：从基期无计算机、无网络到当期有计算机、无网络。相应地，本文将3种干预条件下所对应的样本依次命名为干预组1（共383人）、干预组2（共328人）和干预组3（共189人），同时将未接受干预的样本设定为对照组，即从基期无计算机、无网络到当期无计算机、无网络的样本（共2162人）。本文选取的控制变量主要是不因使用互联网而改变且会影响样本学生认知能力的前定变量。已有研究发现，家庭背景和学校特征是影响学生认知能力发展的重要因素[34]，城乡学生的认知能力差异主要由家庭特征和学校特征所致[35]。本文在选取控制变量时遵从上述结论，将家庭经济层次、家庭文化资本、父母职业、父亲受教育程度、母亲受教育程度、家长上网行为、对子女上网的约束、对子女的教育期望等8个家庭特征变量，以及学校类型、学校所在地区、学校教师教育情况、学校教室联网程度、学校排名、学校高级职称教师占比等6个学校特征变量设定为协变量。与此同时，相关研究在探讨信息技术使用对学生发展的影响时，通常将个体特征作为控制变量[15]，本文亦照此设定，选取性别、年龄、户籍、民族、接受学前教育情况、独生子女、健康状况等7个个体特征变量作为协变量。21个变量中，家庭经济层次（0=困难，1=中等，2=富裕）、学校教室联网程度（1=没有教室联网，2=一部分教室联网，3=大部分教室联网，4=全部教室联网）、学校排名（1=最差，2=中下，3=中间，4=中上，5=最好）被处理为层次变量，学校教师教育情况、学校高级职称教师占比、年龄被处理为连续变量，其他变量均为二分变量，更具体的赋值方式见表1首列。对于每个样本是否会接受处理，即学生在家中使用互联网的概率，本文使用Probit模型进行预测：式（3）中，treat为取值0、1的处理变量，若样本所在家庭在基线调查时未接入互联网但在追踪调查时接入了互联网，则treat取值为1，若样本所在家庭在两期调查中均未接入互联网，则treat取值为0;Xi为匹配变量集，代表影响互联网使用的因素，即上文所述的家庭特征、学校特征、个体特征3组共21个控制变量。表1第2列为Probit回归结果，由此可知：一方面，家庭经济条件较好、藏书量较多、父母从事精英职业、家长在工作日经常使用互联网、就读学校联网程度较高的学生在家中使用互联网的概率显著更高，同时，城镇学生、汉族学生使用互联网的概率也显著高于农村学生和少数民族学生；另一方面，家长对子女上网的约束和年龄则会显著降低学生使用互联网的概率。这些数据反映出学生使用互联网的概率并非随机分配的，样本具有选择性。因此，依据测得的倾向值，本文使用“核匹配”对干预组和对照组进行匹配，匹配结果见表1。倾向值匹配后的结果需通过平衡性检验。若通过检验，表明两组样本的选择性偏误得以消除，可做进一步处理；若未通过，则说明匹配方法或协变量选择不恰当，估计结果存在偏差。从表1可知，对比匹配之前90.4%的协变量在干预组和对照组上存在显著差异，匹配之后，所有协变量的T检验结果都不拒绝干预组与对照组无系统差异的假设，且两组样本的标准化差异降幅明显，表明两组学生的特征差异得到了有效控制，各协变量平衡效果较好。再从倾向值模型的拟合效果看，Pseudo R2从匹配前的0.086降至匹配后的0.010，表明家庭经济层次等匹配变量对样本学生是否使用互联网的解释力已十分微弱，学生是否使用互联网在很大程度上是随机的[36]。共同支撑假设是确保倾向值匹配结果有效的另一重要前提，要求具有某些可测协变量特征的学生同时具有使用互联网和不使用互联网的正向概率，即干预组和对照组样本的倾向得分必须有重叠部分。以干预组1、干预组2、干预组3及全样本分别进行核匹配得到的倾向值共同支撑区域如图1所示：在0至1的倾向值拟合分数区间，落在共同支撑域之外的样本很少，干预组样本和对照组样本的倾向值取值范围拥有较多的重叠部分。后台数据显示，76.24%的干预组1样本、75.3%的干预组2样本、75.66%的干预组3样本与对照组样本的倾向值有共同取值区间。这说明两组样本有足够大的共同支撑范围，可满足共同支撑假设。在平衡性检验和共同支撑检验均符合数据处理要求的基础上，使用基准模型（2），以认知能力标准化得分为结果变量，分别估计了3种干预情况下使用互联网对初中生认知能力的平均处理效应。如表2所示，使用互联网能够促进初中生的语言、图形与空间、计算与逻辑等认知能力的发展，但这种促进尚未达到统计显著水平。具体来看，使用互联网之前，干预组1学生的认知能力标准化得分比对照组学生高0.031，使用互联网之后，干预组1的得分比对照组高0.107，因使用互联网而增加的认知能力标准化分数为0.046(P=0.421）；使用互联网之前，干预组2的认知能力标准化得分比对照组高0.092，使用互联网之后，干预组2的认知能力标准化得分比对照组高0.143，使用互联网对初中生认知能力标准化分数的净效应为0.051(P=0.395）。这说明，无论是基期无计算机、无网络的样本，还是基期有计算机、无网络的样本，使用互联网均对其认知能力提升起到了助推作用。此外，通过将干预组1和干预组2的净效应相比较可发现，较之基期无计算机、无互联网的样本，在基期有计算机使用经验的学生因互联网接入所提升的认知能力标准化分数更高。由干预组3与对照组样本两期观测值的双重差分可知，仅使用计算机（不使用互联网）对初中生认知能力标准化分数的净效应为-0.002(P=0.975），意味着使用无互联网接入的计算机对学生认知能力的发展无明显影响。上文只是从总体层面检验了互联网使用对认知能力的影响。然而，工具是客观的，使用方式却是主观的，工具的使用方式在很大程度上决定着使用结果。鉴于此，本文拟从使用方式角度，进一步检验互联网的工具价值。参照既有研究对青少年互联网使用方式的分类，我们主要从互联网使用的学习偏好、娱乐偏好、社交偏好三个维度考察使用方式的影响。在变量界定上，使用同类研究的界定方式，将学生周一至周五课外活动上网游戏时长1小时及以上定义为娱乐偏好，1小时以下定义为学习偏好[10]。由于两期CEPS数据均未提供学生使用互联网从事社交活动的信息，所以我们使用基线学生问卷中的3道题目作为识别互联网社交偏好的代理变量，其中前2道题目衡量的是学生处于公共空间时主动与他人交流的意愿，第3道题目衡量的是学生在安全的私密关系中主动交流的意愿。这种“公私”维度的代理变量构造，模拟了线上交流时的实名公共通道和匿名隐私通道，能够较为全面地反映学生使用互联网时的社交倾向。3道题目及其变量定义如下：“与同学或同伴在一起时，我不常讲话，多数时间听他们说话”，将“不同意”定义为社交偏好1；“我常自己一个人坐着，而不愿与别人在一起”，将“不同意”定义为社交偏好2；“我与父母的关系很亲近且经常与父母讨论心事或烦恼”，将“经常”定义为社交偏好3。表3的结果显示，互联网使用的学习偏好显著提升了初中生认知能力。具体来看，在使用互联网之前，干预组1的认知能力标准化得分比对照组高0.070，在出于更强的学习偏好使用互联网之后，干预组1的认知能力标准化得分比对照组高0.259，互联网使用学习偏好更强的学生因使用互联网提升了18.8%的认知能力标准化分数，且在0.01的置信水平上显著。同理，使用干预组2样本进行PSM-DID估计所得到的净效应为0.265，且通过了0.01水平的显著性检验。两组样本测得的实证结论指向一致，即互联网使用的学习偏好显著促进认知能力发展。就认知能力发展来讲，其科学表征是神经结构的成熟，神经结构成熟依赖于环境刺激，如果没有能激发神经活动的环境，认知就无法充分发展[37]。以搜索、分析、综合信息为主的互联网学习使用，对青少年获得信息、加工信息和应用信息的能力要求较高[30]117，这为认知发育提供了负荷程度较高的刺激环境，从而有利于神经结构成熟，提高逻辑推演等认知表现[38]。表3的结果显示，以娱乐为主的互联网使用偏好对初中生认知能力发展产生了显著的负面影响。具体来看，在使用互联网之前，干预组1的认知能力标准化分数比对照组高0.006，而在以更强的娱乐偏好使用互联网之后，干预组1的认知能力标准化分数比对照组低0.258，互联网使用娱乐偏好更强的学生因使用互联网降低的认知能力标准化测试分数为0.264，且通过了0.01水平的显著性检验。同样的操作步骤下，使用干预组2样本进行的娱乐偏好净效应值检验结果为-0.115，数值的隐含意义与干预组1的结论一致。基于刺激反应的解释逻辑，娱乐偏好的负面影响可从两方面理解：一方面从刺激强度看，以游戏、玩乐为主的互联网使用对青少年的抽象逻辑思维等认知能力刺激不足[39]，同时快速呈现、视听丰富的游戏界面具有感官高度唤醒特质，它会分散青少年的专注力，引发多动和冲动行为[40]，使之难以适时分配认知资源；另一方面从刺激时长看，互联网的娱乐偏好会通过挤占青少年用于身体锻炼、学业活动、智力发展的时间，负面影响儿童认知等指标[41]。由表3可知，互联网使用的社交偏好促进了初中生认知能力发展。基于代理变量1、代理变量2和代理变量3测得的互联网使用社交偏好对认知发展影响的净效应值分别为0.130、0.102和0.132，意味着互联网使用社交偏好更强的学生因使用互联网至少提升了10.2%的认知能力标准化分数。同理，使用干预组2样本进行的社交偏好净效应检验结果分别为0.068、0.081和0.065，三者均为正数，这支持了干预组1测得的结果。维果茨基认为，儿童智力成长取决于他所掌握的思维的社会交往工具——语言[42]。语言对认识的巨大影响，不仅表现在人的思想交流过程中，还表现在认识的感性阶段向理性阶段过渡的过程中，只有借助于语言，人才能够从认识单个对象和现象，进而通过概念的形式概括地反映它们，从而对知觉发生根本影响[43]。由此来看，社交偏好对语言及其转换形式的重要依赖，使其为青少年思维成熟提供了训练情境，这种训练有益于认知发展。本文基于CEPS基线数据和追踪数据，借助倾向值匹配与双重差分方法，研究了互联网使用与初中生认知能力发展之间的因果关系。结果发现：第一，用PSM-DID方法测得的净效应显示，互联网使用能够促进初中生认知能力发展，但尚未达到统计显著水平。无论是基期无计算机、无互联网的样本，还是基期有计算机、无互联网的样本，在控制了由可观测协变量和不可观测变量造成的样本偏差后，因互联网使用所提升的认知能力标准化分数均为正值（0.046和0.051），但其统计显著性均大于0.05的检验水平。该结果低于方超等人使用PSM方法测得的估计值（0.116至0.126)[10]，这与PSM方法无法计量不可观测因素影响的方法缺陷有关，它高估了互联网的干预效应。此外，PSM-DID估计结果还显示，在家庭接入互联网之前有计算机使用经验的学生因互联网使用所提升的认知能力标准化分数更高；而对于基期无计算机、无互联网的学生来说，仅使用计算机（无互联网接入）则对认知发展无明显影响。第二，条件概率模型估计结果表明，初中生使用互联网的概率会受家庭背景、学校环境的影响。家庭经济条件较好、家庭藏书量较多、父母从事精英职业、家长在工作日经常使用互联网、就读学校联网程度较高等条件显著提升了学生使用互联网的概率。结合前文结论，这些外在条件为干预策略的制定提供了思考方向。第三，对互联网使用方式的PSM-DID检验结果表明，互联网使用的学习偏好和社交偏好均能促进认知能力发展，但互联网使用的娱乐偏好却与学生认知能力发展呈反向运动趋势。相较于两期调查中均未使用互联网的学生，互联网使用学习偏好更强、社交偏好更强和娱乐偏好更强的学生，由使用互联网所带来的认知能力标准化分数改变的极小值分别为0.188、0.065和-0.115。从政府治理角度看，在教育信息化2.0时代，我国政府应积极推进互联网普惠工作。一方面，可通过政府采买、转移支付、财政补贴、税收优惠等手段降低甚至取消互联网使用费用，帮助更多家庭接入、使用互联网；另一方面，稳步增加教育信息化基础设施建设投入，尽快实现100%的学校和100%的教室接入互联网，进一步提升学生使用互联网的概率。从家庭教育角度看，家长应辩证地看待互联网，扬长避短。在积极接入互联网、为子女创造“有网”教养环境的同时，也应提高互联网使用的知识和素养，充当好子女使用互联网的“第一任教师”，帮助子女养成正确使用互联网的态度和习惯。在子女使用网络的过程中，家长应做好引导与管控，当好“把门人”。首先，努力引导子女使用互联网从事与学业相关的信息检索、加工和应用，助其养成互联网使用的学习偏好；其次，严格控制娱乐使用时间，将工作日互联网娱乐使用时间压缩在1小时以内；最后，可将互联网作为便利沟通的工具，加强亲子交流，及时了解子女成长状态。从学生个体角度看，青少年要正确认识互联网的工具价值，科学利用互联网。具体来说，青少年在使用互联网完成既定活动时，要多采用自主控制的内部认知策略，多思考、追问信息背后的规律，厘清信息内部或局部的逻辑关系，保持认知目标的逻辑一致性，从而为神经系统结构与机能的成熟提供有效刺激。作为一项探索性研究，本研究使用PSM-DID方法控制了由可观测变量和不可观测变量造成的内生性问题，得到了较为可靠的因果关系。然而，PSM-DID方法也并非尽善尽美，它只能控制由不随时间变化的非观测异质性残差造成的内生性影响。尽管本研究尽量尝试削减随时间变化的特征变量的影响，选用时间跨度较小的面板数据，但仍然无法穷尽此类变量带来的内生性问题。另外，本研究对互联网使用方式平均处理效应的计量采用的是构建代理变量的方法，可能存在计量精度不足的问题。未来可使用网页浏览记录、软件使用记录、计算机操作记录等客观数据，更客观地界定互联网使用方式与习惯，得出更客观的结论。
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