摘 要：作為數(shù)字原住民，高度參與在線學(xué)習(xí)成為“Z世代”的顯著特征?；?020年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，使用多分類有序邏輯回歸模型進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)：不同家庭背景的“Z世代”存在互聯(lián)網(wǎng)使用鴻溝；同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響因?qū)W段、先前成績(jī)排名不同而有差異。具體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用具有階層與成績(jī)異質(zhì)性，即家庭背景越好，成績(jī)排名更優(yōu)者，越傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)；互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)有效促進(jìn)大學(xué)學(xué)業(yè)表現(xiàn)，而對(duì)中學(xué)學(xué)業(yè)表現(xiàn)不顯著；互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)呈現(xiàn)廣泛顯著的消極影響，尤其對(duì)中學(xué)學(xué)業(yè)表現(xiàn)損抑作用更強(qiáng)，但對(duì)大學(xué)學(xué)業(yè)表現(xiàn)存在時(shí)間效應(yīng)。因此，有必要通過(guò)打造數(shù)字增益型學(xué)習(xí)環(huán)境、家校合力有效監(jiān)管、培育個(gè)體數(shù)字慣習(xí)等途徑，保障信息技術(shù)對(duì)于教育成就的最大化發(fā)揮。

關(guān)鍵詞：“Z世代”；互聯(lián)網(wǎng)使用；數(shù)字鴻溝；學(xué)業(yè)表現(xiàn)；互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)偏好

作者簡(jiǎn)介：焦佑希，南京大學(xué)教育研究院博士研究生（南京 210023）；余秀蘭，南京大學(xué)高等教育研究所所長(zhǎng)、南京大學(xué)教育研究院教授（南京 210023）

基金項(xiàng)目：江蘇省教育科學(xué)規(guī)劃戰(zhàn)略性與政策性重大招標(biāo)課題“教育促進(jìn)共同富裕的作用機(jī)制和實(shí)現(xiàn)路徑研究”（課題批準(zhǔn)號(hào)：A/2022/a2）

中圖分類號(hào)：G434 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-458ｘ（2024）11-0060-14

一、問(wèn)題的提出

黨的二十大提出“推進(jìn)教育數(shù)字化”，明確了教育數(shù)字化未來(lái)發(fā)展的行動(dòng)綱領(lǐng)。這對(duì)于后疫情時(shí)代背景下，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的應(yīng)用貫穿于學(xué)習(xí)資源支持、線上交流互動(dòng)與學(xué)習(xí)成果監(jiān)測(cè)評(píng)價(jià)等全過(guò)程的現(xiàn)實(shí)情境具有重大意義。調(diào)查結(jié)果顯示，2021年我國(guó)未成年網(wǎng)民達(dá)到1.91億，互聯(lián)網(wǎng)普及率為96.8%；其中農(nóng)村未成年人互聯(lián)網(wǎng)普及率首次超過(guò)城鎮(zhèn)，超八成未成年網(wǎng)民擁有屬于自己的上網(wǎng)設(shè)備（中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心， 2022）。后疫情時(shí)代背景下，線上教學(xué)的常態(tài)化更將使得互聯(lián)網(wǎng)使用與學(xué)生學(xué)習(xí)行為之間產(chǎn)生更具共時(shí)性的密切聯(lián)系。盡管互聯(lián)網(wǎng)覆蓋面不斷擴(kuò)張，信息技術(shù)大規(guī)模普及，但互聯(lián)網(wǎng)使用能否實(shí)現(xiàn)預(yù)期中的“數(shù)字紅利”進(jìn)而促進(jìn)教育公平仍有待商榷。

（一）“在網(wǎng)上”與“在上網(wǎng)”：“Z世代”的互聯(lián)網(wǎng)使用

時(shí)間跨度上，“X世代”“Y世代”分別指出生于1965年至1979年、1980年至1995年的人（謝洋 & 王曦影， 2022; Shams et al.， 2020），“Z世代”為1995年至2009年出生的群體（沈杰， 2022; Dimock， 2019）。兩者的主要區(qū)別在于對(duì)網(wǎng)絡(luò)的普及、接受以及利用程度具有結(jié)構(gòu)性差異，其中前者被稱為“數(shù)字移民”，后者則為“數(shù)字原住民”（徐芳 & 馬麗， 2020; Prensky， 2001）。改革開(kāi)放以來(lái)，教育信息化工作取得突破性進(jìn)展（黃榮懷 等， 2018， pp.20-26），算法推演下的互聯(lián)網(wǎng)教育成為可能（楊策 & 劉益東， 2017），“Z世代”的成長(zhǎng)歷程貫穿于其中。作為數(shù)字化時(shí)代的土著，“Z世代”又稱“M世代”（Multitasking）、“C世代”（Connected Generation），或者“英特網(wǎng)世代”（the Internet Generation）（沈杰， 2022; 李春玲， 2022）。在學(xué)?？臻g中，他們的學(xué)習(xí)方式、課程設(shè)置、學(xué)業(yè)評(píng)價(jià)需求等都呈現(xiàn)出獨(dú)有的特征，通過(guò)學(xué)校教育和在線學(xué)習(xí)獲取知識(shí)的速度與數(shù)量都是空前的（謝洋 & 王曦影， 2022），但與此同時(shí)，他們也表現(xiàn)出偏好網(wǎng)絡(luò)和社群的影響力、以全世界為課堂的學(xué)習(xí)行為。一方面，“Z世代”群體屬于互聯(lián)網(wǎng)使用的參與者與主力軍，并非中途接入互聯(lián)網(wǎng)，而是直接嵌入互聯(lián)網(wǎng)，即“在網(wǎng)上”（何紹輝， 2022）；另一方面，“Z世代”進(jìn)入網(wǎng)絡(luò)空間即“在上網(wǎng)”時(shí)，受家校教育影響展現(xiàn)出不同的使用偏好以及“觀念的割席”（陳云松， 2022），最終影響“Z世代”的互聯(lián)網(wǎng)使用行為。隨著互聯(lián)網(wǎng)接入機(jī)會(huì)上的差異逐步縮小，互聯(lián)網(wǎng)教育的起點(diǎn)公平逐漸得到保障，然而互聯(lián)網(wǎng)的信息鴻溝涉及過(guò)程公平，對(duì)于“Z世代”而言，群體內(nèi)部是否形成新的使用鴻溝、如何有效使用互聯(lián)網(wǎng)以促進(jìn)學(xué)業(yè)成就，最終會(huì)影響到數(shù)字化時(shí)代教育公平的實(shí)現(xiàn)，因此有必要做進(jìn)一步探討。

（二）從接入到使用：數(shù)字鴻溝的發(fā)展

“數(shù)字鴻溝”（digital divide）概念于20世紀(jì)90年代提出，意指信息富有者與信息貧困者在信息技術(shù)領(lǐng)域存在的差距（Yu， 2006）。就發(fā)展歷程來(lái)看，數(shù)字鴻溝的發(fā)展經(jīng)歷了兩個(gè)階段：一是接入機(jī)會(huì)，即“第一重?cái)?shù)字鴻溝”（DiMaggio & Garip， 2011），二是使用差異（Dewan & Riggins， 2005; Dijk， 2012; 邱澤奇 等， 2016）。其中互聯(lián)網(wǎng)技能和工具的使用被稱為“第二重?cái)?shù)字鴻溝”（Hargittai， 2002）。而互聯(lián)網(wǎng)的使用成果能否轉(zhuǎn)化為實(shí)際收益則是“第三重?cái)?shù)字鴻溝”（Wei et al.， 2011）。已有研究關(guān)注到“接入”（access）作為第一重?cái)?shù)字鴻溝在不同國(guó)家、地區(qū)乃至群體之間的差距逐漸消減，無(wú)須面臨“移動(dòng)跨越”（mobile leapfrogging）的困境（閆慧 等， 2021）。然而這并不意味著數(shù)字公平的實(shí)現(xiàn)，反之可能成為“再生產(chǎn)”的技術(shù)工具，例如城鄉(xiāng)、學(xué)校和階層背景加劇了中小學(xué)生不同群體在線學(xué)習(xí)效果的不平等（張濟(jì)洲， 2018; 劉玉君 & 張德祥， 2022）。由數(shù)字鴻溝產(chǎn)生的教育不平等的影響路徑從傳統(tǒng)的“接入溝”轉(zhuǎn)化為更為隱蔽的“使用溝”“技能溝”乃至“效用溝”，通過(guò)“數(shù)字慣習(xí)”的文化資本形式（潘士美， 2022），抑或影響家庭教育投資（楊釙 & 徐穎， 2017）的經(jīng)濟(jì)資本途徑間接地對(duì)個(gè)體學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生影響。因此，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響在不同使用對(duì)象和差異化使用方式等因素中可能存在不同效益，需從家庭背景、代際群體和個(gè)體使用習(xí)慣等因素著手進(jìn)行探討。

鑒于互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代數(shù)字鴻溝導(dǎo)致數(shù)字不平等的教育公平隱憂，本研究旨在討論：第一，盡管同樣身處網(wǎng)絡(luò)時(shí)代，“Z世代”在不同的家庭背景影響下是否會(huì)呈現(xiàn)出互聯(lián)網(wǎng)使用方式的差異，即“第二重?cái)?shù)字鴻溝”是否存在？若存在，有無(wú)群體差異性？又有哪些影響因素？第二，若將互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)行為視作有益的“數(shù)字慣習(xí)”，在“Z世代”學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響機(jī)制中能夠發(fā)揮多大程度的促進(jìn)作用？第三，互聯(lián)網(wǎng)使用促進(jìn)或者抑制學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響對(duì)于不同年級(jí)或?qū)W段的“Z世代”來(lái)說(shuō)是否存在差異？其作用效果如何？對(duì)于上述問(wèn)題的回答有助于厘清教育數(shù)字化轉(zhuǎn)型背景下信息技術(shù)所發(fā)揮的實(shí)然效用，進(jìn)一步為推進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的教育公平與正義建言獻(xiàn)策。

二、文獻(xiàn)綜述

基于數(shù)字鴻溝的理論視角，本研究圍繞“Z世代”的互聯(lián)網(wǎng)使用及其對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響展開(kāi)分析，從家庭背景影響因素、互聯(lián)網(wǎng)使用偏好的學(xué)業(yè)影響以及年齡效應(yīng)三個(gè)方面梳理研究脈絡(luò)。

（一）“慣習(xí)”與“排斥”：數(shù)字不平等的家庭背景因素

已有研究關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用究竟會(huì)帶來(lái)“數(shù)字紅利”還是“數(shù)字鴻溝”這一問(wèn)題產(chǎn)生爭(zhēng)議，分歧的焦點(diǎn)集中于差異化的互聯(lián)網(wǎng)使用。持有前一種觀點(diǎn)的研究認(rèn)為，作為獲致性因素，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠有效激發(fā)數(shù)字紅利，產(chǎn)生普遍的信息福利，且對(duì)于弱勢(shì)群體福利效應(yīng)更強(qiáng)（魯元平 & 王軍鵬， 2020），互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)有助于阻斷貧困，提升階層獲得（劉彥林， 2023）。而后者的基本觀點(diǎn)則是家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)文化地位顯著影響互聯(lián)網(wǎng)使用偏好與學(xué)生學(xué)業(yè)成就（陳純槿 & 顧小清， 2017），在線教育加深了新的教育不公平（崔仕臣 & 楊剛， 2021）。這意味著數(shù)字鴻溝背后存在“隱蔽的再生產(chǎn)”模式，即家庭背景更好的群體更傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行學(xué)習(xí)與技能提升，從而成為數(shù)字優(yōu)勢(shì)群體，弱勢(shì)群體由于資源不足或使用不當(dāng)更易成為數(shù)字劣勢(shì)群體，對(duì)于數(shù)字資源的使用差異正是形成數(shù)字不平等的機(jī)制所在（許慶紅， 2017; 潘士美， 2022）。而互聯(lián)網(wǎng)使用差異的生成機(jī)制在于使用者遵從“慣習(xí)”邏輯還是“排斥”邏輯。

遵循“慣習(xí)”機(jī)制的觀點(diǎn)認(rèn)為，個(gè)體的家庭背景直接影響了對(duì)社交網(wǎng)絡(luò)的選擇（Hargittai， 2007），擁有較高教育水平和優(yōu)勢(shì)家庭背景的青年群體，更多地將互聯(lián)網(wǎng)視為信息媒介，形成“信息慣習(xí)”（Peter & Valkenburg， 2006）；同時(shí)也更傾向于參與“資本強(qiáng)化型”（capital-enhancing）的在線活動(dòng)（Hargittai & Hinnant， 2008）。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用行為及偏好存在優(yōu)勢(shì)積累效應(yīng)，例如經(jīng)常使用開(kāi)放學(xué)習(xí)資源的參與者往往來(lái)自更高受教育水平的社區(qū)，相較于中間階層和普通階層，上流階層能夠更好地應(yīng)用互聯(lián)網(wǎng)實(shí)現(xiàn)更佳的效用與回報(bào)（李金昌 &; 任志遠(yuǎn)， 2022），在線學(xué)習(xí)強(qiáng)化了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與教育成就之間的關(guān)系（Hansen & Reich， 2015）。然而，受教育水平較低和家庭資源較少的青少年表現(xiàn)出更多的“娛樂(lè)消遣型”互聯(lián)網(wǎng)使用行為，更容易成為數(shù)字劣勢(shì)群體，形成“排斥”機(jī)制。這種數(shù)字劣勢(shì)在三重?cái)?shù)字鴻溝上均有體現(xiàn)，如貧困農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)接入機(jī)會(huì)相對(duì)弱勢(shì)（閆慧 & 劉濟(jì)群， 2016），而接入互聯(lián)網(wǎng)和使用熟練程度方面的雙重劣勢(shì)使得他們難以基于互聯(lián)網(wǎng)獲得經(jīng)濟(jì)或其他收益（Park， 2017）。

（二）“學(xué)習(xí)促進(jìn)”與“娛樂(lè)阻礙”：互聯(lián)網(wǎng)使用偏好的學(xué)業(yè)影響

已有定量研究發(fā)現(xiàn)，不同的互聯(lián)網(wǎng)使用行為會(huì)顯著影響學(xué)業(yè)成績(jī)（Senthil， 2018; Hou et al.， 2020; ?ebi & Güyer， 2020）。支持互聯(lián)網(wǎng)使用能夠正向影響學(xué)業(yè)表現(xiàn)的研究認(rèn)為，通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)能夠有效提升個(gè)體的資本總量（李金昌 & 任志遠(yuǎn)， 2022），互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)偏好與信息獲得偏好對(duì)教育成就發(fā)揮著重要的促進(jìn)作用（陳純槿 & 顧小清， 2017; 程建偉 等， 2018）。其中重要影響因素包括互聯(lián)網(wǎng)使用的滿意度（Maqableh et al.， 2021）、較早接觸互聯(lián)網(wǎng)（程千里 & 張煒華， 2016）、互聯(lián)網(wǎng)使用頻率與熟練程度（Judge et al.， 2006），等等。

從學(xué)校層面來(lái)看，國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目（Programme for International Student Assessment，PISA）數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，在校使用平板電腦和筆記本電腦對(duì)學(xué)生數(shù)字化閱讀成績(jī)呈顯著負(fù)向影響（陳純槿 & 郅庭瑾， 2016）；方超和黃斌（2018）研究發(fā)現(xiàn)，信息技術(shù)因改變了閱讀方式與習(xí)慣，間接對(duì)語(yǔ)文和英語(yǔ)成績(jī)產(chǎn)生消極影響，又通過(guò)擠占有效學(xué)習(xí)時(shí)間，直接降低了數(shù)學(xué)成績(jī)；互聯(lián)網(wǎng)教育的負(fù)向影響對(duì)中小學(xué)優(yōu)勢(shì)學(xué)生更加不利（龔伯韜， 2022）。簡(jiǎn)言之，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于學(xué)業(yè)成就的消極作用存在不同的作用機(jī)制，如因長(zhǎng)時(shí)間使用互聯(lián)網(wǎng)形成的“時(shí)間擠壓效應(yīng)”與“健康損失效應(yīng)”（張皓乙 等， 2022）直接損害了學(xué)業(yè)表現(xiàn)，而互聯(lián)網(wǎng)的娛樂(lè)偏好作為重要影響因素則會(huì)顯著消極影響學(xué)生的認(rèn)知能力發(fā)展（方超 等， 2019），從而對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)起阻礙作用。在具體的測(cè)量方式上，以往研究常常采納PISA大規(guī)模測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)或者將考試成績(jī)標(biāo)準(zhǔn)化等技術(shù)工具作為學(xué)業(yè)表現(xiàn)的依據(jù)，較少關(guān)注參照群體位置形成的成績(jī)排名這一教育結(jié)果的相對(duì)量。

（三）“增益”與“損抑”：互聯(lián)網(wǎng)使用的其他影響因素

除互聯(lián)網(wǎng)使用方式之外，跨國(guó)層面的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，年齡與互聯(lián)網(wǎng)接入機(jī)會(huì)是互聯(lián)網(wǎng)使用的關(guān)鍵預(yù)測(cè)因子（Brandtz?g et al.， 2011）。有研究從個(gè)體能力心理視角分析，指出造成在線學(xué)習(xí)差異的關(guān)鍵因素在于學(xué)生個(gè)體的自主學(xué)習(xí)能力，學(xué)生認(rèn)同感也會(huì)影響在線學(xué)習(xí)參與（趙宏 等， 2021）；學(xué)生能否在在線學(xué)習(xí)環(huán)境中取得成功，在很大程度上取決于自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)能力（白雪梅 等， 2021）?；ヂ?lián)網(wǎng)使用的效果差異還體現(xiàn)在學(xué)生的信息技術(shù)素養(yǎng)和教師的信息化教學(xué)能力等方面（胡藝齡 等， 2021）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)的調(diào)查對(duì)象主要為中學(xué)生群體，如信息化教學(xué)應(yīng)用能夠顯著提高初中生的認(rèn)知能力水平或課業(yè)平均成績(jī)（胡欽太 等， 2021）。盡管大多數(shù)青少年具備網(wǎng)絡(luò)使用能力，但并不意味著他們擁有諸如數(shù)字探究能力、批判性使用網(wǎng)絡(luò)資源和數(shù)字化工具等充分的數(shù)字素養(yǎng)（Li & Ranieri， 2010; 徐順 等， 2021）。當(dāng)前，我國(guó)第一代大學(xué)生的數(shù)字劣勢(shì)主要體現(xiàn)在使用鴻溝與思維鴻溝，第一重?cái)?shù)字鴻溝并不顯著（馬良 等， 2023）?；谏鲜龇治隹梢园l(fā)現(xiàn)，已有研究對(duì)于高等教育階段關(guān)注較少，年齡范圍相對(duì)有限，對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)正向作用的發(fā)揮是否對(duì)于身處不同年齡與學(xué)段的群體具有差異性表現(xiàn)這一問(wèn)題的討論較為模糊。

（四）研究假設(shè)

通過(guò)文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，不同家庭背景和學(xué)業(yè)表現(xiàn)的“Z世代”青少年群體對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)使用存在“慣習(xí)”差異，互聯(lián)網(wǎng)使用的數(shù)字鴻溝可能會(huì)拉大不同家庭條件學(xué)生的差距（羅長(zhǎng)遠(yuǎn) & 司春曉， 2020）。據(jù)此提出研究假設(shè)1：互聯(lián)網(wǎng)使用方式存在階層異質(zhì)性，家庭背景越高越傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行學(xué)習(xí)；家庭背景越低越傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行娛樂(lè)。

互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于學(xué)業(yè)成就究竟起促進(jìn)作用還是阻礙作用，較一致的要素在于互聯(lián)網(wǎng)使用方式差異。研究表明，在線學(xué)習(xí)行為與學(xué)習(xí)成效顯著相關(guān)（溫慧群 & 穆肅， 2023）。據(jù)此提出研究假設(shè)2：互聯(lián)網(wǎng)使用方式對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)具有顯著影響，其中互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)顯著正向影響成績(jī)排名，互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)顯著消極影響成績(jī)排名。

作為數(shù)字原住民的“Z世代”年齡跨度較大，互聯(lián)網(wǎng)使用可能因所處學(xué)段或認(rèn)知能力，對(duì)不同教育主體產(chǎn)生差異化作用效果。據(jù)此提出研究假設(shè)3：互聯(lián)網(wǎng)使用偏好對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響因“Z世代”所處年齡段存在差異。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)采用由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）發(fā)布的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（Chinese Family Panel Studies， CFPS）。該數(shù)據(jù)涵蓋了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等先賦性因素以及學(xué)業(yè)表現(xiàn)、媒介使用等個(gè)體特征信息，是國(guó)內(nèi)具有代表性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)之一。本研究采用2020年CFPS公開(kāi)數(shù)據(jù)樣本，其獨(dú)特優(yōu)勢(shì)首先在于更新的數(shù)據(jù)資料更符合當(dāng)下 “Z世代”的互聯(lián)網(wǎng)使用以及學(xué)情現(xiàn)狀；其次，該年調(diào)查問(wèn)卷的互聯(lián)網(wǎng)模塊涉及本研究主要變量的測(cè)量，包括較為全面的互聯(lián)網(wǎng)使用行為、使用頻率以及互聯(lián)網(wǎng)重要性的感知與評(píng)估；最后，該數(shù)據(jù)庫(kù)在樣本選擇上時(shí)間跨度大，個(gè)人層面問(wèn)卷中涵蓋橫貫中學(xué)與大學(xué)的“Z世代”代際群體，便于進(jìn)行內(nèi)部差異比較。本研究選取出生年份在1995年至2009年之間的“Z世代”作為研究對(duì)象，經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的整理與篩選，剔除不適用的缺失樣本后，共計(jì)納入樣本量4，827。

（二）變量的概念化、操作化

1. 因變量：學(xué)業(yè)表現(xiàn)

2020年CFPS個(gè)人層面問(wèn)卷調(diào)查了“最近一次大考（期中或期末）中，您在年級(jí)的排名大約為？”和“上學(xué)期本專業(yè)排名（%）”。因此，將“Z世代”群體分別對(duì)中學(xué)組采用年級(jí)排名、對(duì)大學(xué)組采用專業(yè)排名作為因變量學(xué)業(yè)表現(xiàn)的測(cè)量指標(biāo)。由于對(duì)該題項(xiàng)的回答“前10%”“11%～25%”“26%～50%”“51%～75%”“后25%”均為類別變量，反向計(jì)分后可分為含有高低次序的“優(yōu)等”“中等偏上”“中等”“中等偏下”“較差”五個(gè)等級(jí)與之相對(duì)應(yīng)，因此需要采用有序多分類Logit回歸分析。

2. 自變量：家庭背景與互聯(lián)網(wǎng)使用

家庭背景變量使用“14歲時(shí)父母受教育程度”與“14歲時(shí)家庭社會(huì)地位”來(lái)表示，將受教育程度“定序變量，文盲/半文盲=1、小學(xué)=2、初中=3、高中=4、大專=5、大學(xué)本科=6、碩士=7、博士=8”轉(zhuǎn)化為受教育年限，分別為0、6、9、12、15、16、19、22，作連續(xù)變量處理；主觀家庭社會(huì)地位采用李克特五點(diǎn)量表測(cè)量，從1到5表示從低到高進(jìn)行打分，為連續(xù)變量?；ヂ?lián)網(wǎng)使用行為設(shè)置為虛擬變量“是=1”“否=0”，包括“是否每天進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)”“是否每天進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)游戲”“是否每天進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)購(gòu)物”“是否每天看短視頻”，并將后三項(xiàng)合成“互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)”變量，出現(xiàn)任一行為即為1，否則為0。

3. 控制變量

學(xué)校層面的控制變量包括“就讀的是否為示范/重點(diǎn)學(xué)校”和“是否在重點(diǎn)班”，以重點(diǎn)學(xué)校和重點(diǎn)班為參照設(shè)置為1，其余為0，作啞變量處理。個(gè)體層面的控制變量包括性別、年齡、父母政治面貌等；其中政治面貌為類別變量，分為“共產(chǎn)黨員（=1）、民主黨派（=2）、共青團(tuán)員（=3）、群眾（=4）”四類，設(shè)置為虛擬變量，共產(chǎn)黨員為1，其余為0；性別為二分變量，以男性為參照組設(shè)置虛擬變量；移動(dòng)設(shè)備上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)和電腦上網(wǎng)時(shí)dJhkDh53i7dRSOJ+bKwVmA==長(zhǎng)均為連續(xù)變量，將分鐘換算為小時(shí)。

（三）數(shù)據(jù)分析原理及操作步驟

本研究中的因變量為成績(jī)排名，因變量唯一且為有序多分類變量；自變量家庭背景為連續(xù)變量；互聯(lián)網(wǎng)使用方式為二分變量。因此，采用STATA 17.0進(jìn)行自變量的多重共線性檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)（曲文 & 閔素芹， 2019），并進(jìn)行有序多分類邏輯回歸分析，旨在探究“Z世代”群體的家庭背景及互聯(lián)網(wǎng)使用方式對(duì)于學(xué)生成績(jī)排名發(fā)揮何種程度的作用?；镜幕貧w模型如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7 （1）

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，利用逐步回歸法剔除未通過(guò)檢驗(yàn)的“互聯(lián)網(wǎng)重要性感知”和“朋友圈分享頻率”，其余自變量之間并不存在多重共線性。接著采用SPSS 26.0進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，χ2統(tǒng)計(jì)量值為3071.50，p值小于0.001，表明該模型擬合結(jié)果良好。此外，平行性假設(shè)檢驗(yàn)（Test of parallel lines）結(jié)果p>0.05，說(shuō)明該模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此，本研究使用有序多分類Logit回歸模型，按照不同的取值水平將被解釋變量依次分割成兩兩等級(jí)，建立n-1個(gè)二分類Logit回歸模型，并將因變量成績(jī)排名分為5個(gè)水平，取值依次為1、2、3、4、5。相應(yīng)取值水平概率為π1，π2，…，π5，對(duì)變量擬合4個(gè)模型如下：

[Logit[PY≤j]=logPY≤j1-PY≤j]

[=log（π1+…+πjπj+1+…+π4）]

[=αj+m=17βmxmj=1，2，3，4+ε] （2）

式（2）中：πj表示第j個(gè)水平發(fā)生的概率，αj為截距項(xiàng)，βm為回歸系數(shù)，解釋變量X1～X7分別代表父母受教育程度、主觀家庭社會(huì)地位、性別、每周學(xué)習(xí)時(shí)長(zhǎng)、父母政治面貌、是否重點(diǎn)學(xué)校以及是否重點(diǎn)班級(jí)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、研究發(fā)現(xiàn)

（一）“線上再生產(chǎn)”：互聯(lián)網(wǎng)使用的階層異質(zhì)性

本研究整體樣本分布較為均衡，男生占51.09%，女生占48.91%。由表1的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，被解釋變量成績(jī)排名均值介于3～4之間，集中在中等及中等偏上；在互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)的多樣方式中，59%的群體每天都看短視頻，且使用頻率最高；使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行游戲或?qū)W習(xí)的比例相當(dāng)，各占36%與38%；家庭背景方面，父母受教育程度為兩者受教育年限的累加，調(diào)查樣本中均值為15.37，最高為35；14歲時(shí)家庭社會(huì)地位的自評(píng)結(jié)果均值為3，集中選擇“一般”；每周課外學(xué)習(xí)時(shí)長(zhǎng)平均為12.77小時(shí)，上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)平均為4.93小時(shí)。

如表2所示，在家庭背景對(duì)互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)的二元邏輯回歸模型中，LR chi2（3）=23.55，p=0.000<0.001，偽R2=0.0103。作為家庭文化資本的父母受教育程度均與互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)這一使用方式顯著正相關(guān)，且母親受教育水平的影響程度高于父親受教育水平；在不受其他控制變量的影響下，父母受教育程度每增加一個(gè)單位，使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)的概率（odds）就增加0.9%；同樣地，家庭社會(huì)地位每增加一個(gè)單位，使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)的概率便增加4.1%，兩者交互之后仍呈現(xiàn)出積極的作用效果。在家庭背景對(duì)互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)的二元邏輯回歸模型中，LR chi2（3）=392.81，p=0.000<0.001，偽R2=0.091，Log likelihood=-1，953.3257。這說(shuō)明主觀家庭社會(huì)地位并未呈現(xiàn)顯著，但總體上家庭背景與互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)呈負(fù)向關(guān)系。上述分析表明，家庭背景對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)使用方式產(chǎn)生了促進(jìn)與阻礙的雙重影響，即互聯(lián)網(wǎng)使用具有階層異質(zhì)性。換言之，家庭背景越好的“Z世代”群體，越傾向于每天使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行學(xué)習(xí)而非娛樂(lè)，形成良性的數(shù)字慣習(xí)，呈現(xiàn)出“第二重?cái)?shù)字鴻溝”現(xiàn)象，研究假設(shè)1得以證實(shí)。

如表3所示，在家庭背景對(duì)年級(jí)排名的有序邏輯回歸模型中，卡方值為2，192.31，p=0.000<0.001，偽R2=0.1377；作為家庭文化資本的父母受教育程度均正向影響年級(jí)排名，不受其他控制變量的影響下，父親的受教育程度每增加一個(gè)單位，年級(jí)排名提升的概率增加2.8%；同樣地，母親的受教育程度每增加一個(gè)單位，專業(yè)排名提升的概率增加3.2%。在家庭背景對(duì)專業(yè)排名的有序邏輯回歸模型中，卡方值為655.03，-2Log-likelihood值為5，312.014，p值在0.001的水平上顯著。作為家庭文化資本的父母受教育程度均正向影響專業(yè)排名，未加入其他控制變量時(shí)，父親的受教育程度每增加一個(gè)單位，專業(yè)排名提升的odds隨之增加5%；同樣地，母親的受教育程度每增加一個(gè)單位，專業(yè)排名提升的odds隨之增加6%；主觀家庭社會(huì)地位對(duì)成績(jī)排名的正向作用則更為顯著，擁有更高的家庭社會(huì)地位獲得更優(yōu)專業(yè)排名的概率是更低一級(jí)的1.141倍。值得一提的是，由于回歸模型為非線性模型，對(duì)系數(shù)估計(jì)值的解釋有限，需要進(jìn)一步計(jì)算邊際效應(yīng)來(lái)解釋自變量對(duì)因變量的影響效果。如圖1所示，家庭背景總體上有助于“Z世代”教育成就。從類型上看，作為家庭文化資本的父母受教育程度的積極影響主要集中在成績(jī)排名在中等及偏上的群體，邊際效應(yīng)最強(qiáng)；主觀家庭社會(huì)地位同樣發(fā)揮著正向效應(yīng)，但更多集中在中等及偏下群體。從學(xué)段來(lái)看，家庭背景帶來(lái)的學(xué)業(yè)優(yōu)勢(shì)在中學(xué)組主要集中于“尖子生”，在大學(xué)組則更多出現(xiàn)在中等成績(jī)?nèi)后w。這同時(shí)也反映了家庭背景對(duì)于學(xué)業(yè)成就的促進(jìn)作用在專業(yè)排名為“中等及偏上”的群體中表現(xiàn)更為突出，印證了學(xué)業(yè)成就存在階層異質(zhì)性并且存在“線上再生產(chǎn)”的傳遞模式。

（二）數(shù)字使用鴻溝：“有限的學(xué)習(xí)增益”與“鮮明的娛樂(lè)損抑”

在年級(jí)排名影響因素的主效應(yīng)模型中（如表4所示），偽R2 =0.3698>0.2，說(shuō)明模型具有較好的擬合優(yōu)度，這也意味著控制變量總共可以解釋36.98%的年級(jí)排名變化原因。LR卡方檢驗(yàn)的p值為0.000，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。在模型1中納入控制變量與被解釋變量進(jìn)行有序多分類邏輯回歸，結(jié)果顯示：性別因素并不顯著，說(shuō)明年級(jí)排名并不受性別影響；重點(diǎn)學(xué)校、重點(diǎn)班、每周課外學(xué)習(xí)時(shí)長(zhǎng)都在0.001的顯著性水平上能夠正向影響年級(jí)排名，而移動(dòng)設(shè)備和電腦上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響。

其中值得注意的是，從學(xué)校層面來(lái)看，重點(diǎn)班的回歸系數(shù)值為0.423（Z=35.46，p<0.001），OR值為1.526，這說(shuō)明與非重點(diǎn)班相比，在重點(diǎn)班級(jí)成績(jī)排名更靠前的odds是在更低一級(jí)成績(jī)排名的1.526倍；從個(gè)體層面來(lái)看，每周課外學(xué)習(xí)時(shí)長(zhǎng)每增加1小時(shí)，取得更高年級(jí)排名的概率就增加6.2% [95%CI： 1.05，1.07]；然而，無(wú)論是使用移動(dòng)設(shè)備還是電腦，上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)每增加1小時(shí)，相應(yīng)地，年級(jí)排名下降的概率就分別增加了4.5%和5.6%。模型2中將其他變量控制之后納入家庭背景變量，發(fā)現(xiàn)家庭背景顯著正向影響年級(jí)排名，父母受教育程度與主觀家庭社會(huì)地位的交互作用下每提升一個(gè)單位，取得年級(jí)排名的odds就增加1.6%；模型3的結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)有利于提升年級(jí)排名，而互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)對(duì)年級(jí)排名起著顯著的消極影響，每日使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行娛樂(lè)行為的群體取得更優(yōu)成績(jī)的概率僅為0.329倍，研究假設(shè)2得到證實(shí)。

從圖2中可以看出，成績(jī)排名在 “中等偏上”和“優(yōu)秀”的“Z世代”群體受到互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)的邊際效應(yīng)更強(qiáng)，成績(jī)中等及以下的學(xué)生更容易受到互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)的負(fù)面影響。就效應(yīng)量而言，互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)的作用效果相當(dāng)微弱，而互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)的負(fù)向影響卻更為鮮明。最后，在全模型中，家庭背景對(duì)年級(jí)排名的顯著正向作用始終保持一致，并未因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)使用而產(chǎn)生強(qiáng)化或弱化的作用效果。然而，從互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)對(duì)年級(jí)排名的正向效果并無(wú)顯著變化這一結(jié)果可以看出，預(yù)期的“數(shù)字紅利”現(xiàn)象并未出現(xiàn)；反之，互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)的負(fù)向效應(yīng)得到強(qiáng)化。同樣地，即使控制了上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)與家庭背景，互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)仍對(duì)年級(jí)排名表現(xiàn)出強(qiáng)有力的損害作用，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)在中學(xué)階段不僅加劇了“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象，更表現(xiàn)出廣泛顯著的消極影響，值得反思和警惕。

（三）數(shù)字使用鴻溝：“學(xué)習(xí)的有效紅利”與“娛樂(lè)的時(shí)限損抑”

在專業(yè)排名影響因素的主效應(yīng)模型中（如表5所示），LR卡方檢驗(yàn)的p值為0.000，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。模型1結(jié)果顯示：性別因素的回歸系數(shù)為負(fù)，表明女生取得更優(yōu)專業(yè)排名的概率僅是男生的0.767倍；模型2中父母受教育程度與主觀家庭社會(huì)地位正向影響大學(xué)專業(yè)排名，相較于中學(xué)年級(jí)排名，家庭背景的作用更加顯著，高一級(jí)家庭社會(huì)地位獲得更優(yōu)專業(yè)排名的概率增加了24.5%。然而模型3出現(xiàn)了與年級(jí)排名相悖的情況。對(duì)于專業(yè)排名而言，互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)對(duì)于專業(yè)排名提升具有顯著的促進(jìn)作用，每天使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)者取得更優(yōu)排名的概率比低一級(jí)增加5.2%，盡管互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)同樣呈現(xiàn)負(fù)向影響，但在控制上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)的條件下并不顯著，這與研究假設(shè)2并不完全一致。

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圖2 互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)、互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)對(duì)Z世代各年級(jí)排名的邊際效應(yīng)

如圖3所示，進(jìn)一步計(jì)算互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)與互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)分別對(duì)專業(yè)排名的邊際效應(yīng)，結(jié)果顯示：相較于其他排名，互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)對(duì)成績(jī)排名中等以上的“Z世代”表現(xiàn)出更強(qiáng)的正向作用，發(fā)揮有效的潛在數(shù)字紅利；而互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)的影響主要集中于專業(yè)排名為“中等”群體。同樣地，從數(shù)值上看，互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)的效應(yīng)量遠(yuǎn)超過(guò)互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)。在全模型中，女性的相對(duì)劣勢(shì)削弱，家庭背景仍然正向影響專業(yè)排名，但相應(yīng)的回歸系數(shù)有所減少，效應(yīng)量減弱，反之互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)的積極作用有所增強(qiáng)。此外，每天使用互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)顯著正向影響專業(yè)排名，在與上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)交互之后才表現(xiàn)出顯著的消極影響。簡(jiǎn)言之，互聯(lián)網(wǎng)使用的紅利激發(fā)需要注意學(xué)段的分界，要依據(jù)學(xué)情合理利用互聯(lián)網(wǎng)功能，注意監(jiān)督時(shí)間把控，有效引導(dǎo)數(shù)字時(shí)代背景下互聯(lián)網(wǎng)使用的“雙刃劍”作用。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本研究基于2020年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）個(gè)體層面的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了不同家庭背景下“Z世代”的互聯(lián)網(wǎng)使用差異及其對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用存在“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象，家庭背景越好的“Z世代”，越傾向于表現(xiàn)出學(xué)習(xí)偏好的“數(shù)字慣習(xí)”；取得更優(yōu)成績(jī)排名的“Z世代”，表現(xiàn)出學(xué)習(xí)時(shí)間投入更多、上網(wǎng)時(shí)長(zhǎng)更少且上網(wǎng)時(shí)間內(nèi)學(xué)習(xí)頻率更高的特點(diǎn)，可能的原因在于期望自證效應(yīng)，學(xué)習(xí)投入與學(xué)習(xí)結(jié)果之間互相形成正反饋。此外，“Z世代”群體的互聯(lián)網(wǎng)使用存在年齡效應(yīng)，具體表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)顯著正向影響大學(xué)專業(yè)排名，但對(duì)中學(xué)年級(jí)排名并不顯著。究其緣由，理論上兩者的學(xué)習(xí)方式存在本質(zhì)上的差異，大學(xué)的學(xué)習(xí)空間更為廣闊，學(xué)習(xí)的邊界更為模糊，同時(shí)，學(xué)習(xí)行為的發(fā)生更多依靠自覺(jué)自主，尤其是在專業(yè)學(xué)習(xí)和技能學(xué)習(xí)方面更需要借助外部學(xué)習(xí)資源和工具來(lái)實(shí)現(xiàn)，這就給了利用信息技術(shù)進(jìn)行學(xué)習(xí)的使用空間；而中學(xué)階段的很多知識(shí)學(xué)習(xí)往往是固定在課堂中，額外的學(xué)習(xí)資源通常也由教師提供。因此，兩者在互聯(lián)網(wǎng)使用的頻率、功能以及互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)學(xué)習(xí)結(jié)果的影響上可能存在差異。

綜上所述，本研究得出三條有益結(jié)論：一是不同家庭背景的“Z世代”表現(xiàn)出相異的“數(shù)字慣習(xí)”，越是身處優(yōu)勢(shì)地位的學(xué)生越表現(xiàn)出更強(qiáng)的學(xué)習(xí)偏好，反之則表現(xiàn)出更強(qiáng)的娛樂(lè)偏好，這與以往量化研究結(jié)果保持一致；二是互聯(lián)網(wǎng)使用偏好呈現(xiàn)出異質(zhì)性的學(xué)業(yè)影響，總體上符合“學(xué)習(xí)增益”與“娛樂(lè)損抑”的研究假設(shè)，盡管數(shù)字紅利的激發(fā)是有條件、有限度的，但互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)作為一種有益的“數(shù)字慣習(xí)”，能夠成為“第二次機(jī)會(huì)”在專業(yè)排名中發(fā)揮補(bǔ)償性作用；三是“Z世代”的互聯(lián)網(wǎng)使用存在年齡差異，互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)對(duì)年級(jí)排名呈現(xiàn)更顯著的損抑作用，而對(duì)專業(yè)排名存在時(shí)間效應(yīng)。有鑒于此，有必要通過(guò)打破數(shù)字鴻溝、培育數(shù)字慣習(xí)、激發(fā)數(shù)字紅利等多重路徑來(lái)有效提升“Z世代”群體的教育獲得，促進(jìn)數(shù)字化時(shí)代的教育公平。

本研究的貢獻(xiàn)主要在于，基于數(shù)字鴻溝理論，通過(guò)采用大型數(shù)據(jù)庫(kù)建立回歸模型定量研究方法，發(fā)現(xiàn)“Z世代”群體對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)使用存在“慣習(xí)”差異，豐富了家庭背景對(duì)學(xué)業(yè)成就影響機(jī)制的相關(guān)研究。此外，互聯(lián)網(wǎng)使用方式的影響并不是絕對(duì)的，而是在不同學(xué)段存在不同的效應(yīng)大小，這與以往研究（陳純槿 & 郅庭瑾， 2016; 龔伯韜， 2022）所指出的信息技術(shù)對(duì)于學(xué)生成績(jī)帶來(lái)負(fù)面影響的結(jié)論不盡相同。但對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)使用行為是如何隨著年齡或者年級(jí)的增長(zhǎng)產(chǎn)生差異的變化趨勢(shì)并未做進(jìn)一步探究，也存在著一定的局限性。在變量設(shè)置方面，采納CFPS調(diào)查中關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用的方式與頻率的數(shù)據(jù)，但并未補(bǔ)充其他維度；在具體研究方法上，僅限于對(duì)CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，未能有更多的案例研究、田野調(diào)查來(lái)印證統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。

（二）對(duì)策建議

1. 彌合數(shù)字鴻溝，紓解數(shù)字隱憂

由于互聯(lián)網(wǎng)等新技術(shù)的地區(qū)發(fā)展不均衡，加之家庭背景弱勢(shì)的學(xué)生對(duì)數(shù)字化場(chǎng)域的不適應(yīng)和對(duì)數(shù)字慣習(xí)的迷茫等文化資本相對(duì)匱乏，加劇了新數(shù)字鴻溝，阻礙了競(jìng)爭(zhēng)性教育利益的分配（韓世梅， 2021），表現(xiàn)出新的數(shù)字不平等現(xiàn)象，展現(xiàn)了數(shù)字時(shí)代的隱憂與壁壘。因此，在價(jià)值觀念上應(yīng)當(dāng)正視互聯(lián)網(wǎng)使用帶來(lái)的“技術(shù)食糧”與“技術(shù)鴉片”的雙重影響，充分發(fā)揮在線學(xué)習(xí)的補(bǔ)償性效益；宏觀政策方面，大力推進(jìn)教育信息化建設(shè)，積極引導(dǎo)多方主體向數(shù)字化轉(zhuǎn)型，消解數(shù)字隔閡，促進(jìn)教育公平。在具體的實(shí)踐方式上，主動(dòng)建立“家—?！纭比铰?lián)動(dòng)機(jī)制，積極引導(dǎo)并介入其數(shù)字化生活，有效監(jiān)管其互聯(lián)網(wǎng)使用時(shí)長(zhǎng)與行為規(guī)范，共同為 “Z世代”群體創(chuàng)建出學(xué)習(xí)友好型與資源強(qiáng)化型的互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境，培養(yǎng)虛擬空間與現(xiàn)實(shí)場(chǎng)域之間轉(zhuǎn)化的適應(yīng)力和生活于真實(shí)世界的生命力。

2. 家校合力監(jiān)管，培育數(shù)字慣習(xí)

技術(shù)本身無(wú)害，但對(duì)待技術(shù)的態(tài)度與認(rèn)知同樣重要。僅僅認(rèn)識(shí)到互聯(lián)網(wǎng)使用的有限紅利和潛在威脅并不足以真正解決問(wèn)題。生活在信息時(shí)代的“Z世代”群體可能擁有足夠的數(shù)字素養(yǎng)，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)使用看似是個(gè)體自由的選擇，實(shí)則隱含著難以抗拒的危機(jī)（鄒紅軍， 2023）。對(duì)于家庭內(nèi)部而言，擁有設(shè)備與資源未必是促進(jìn)教育獲得的利器，更重要的是要學(xué)會(huì)引導(dǎo)孩子樹(shù)立正確的數(shù)字使用觀念，培育有益的數(shù)字慣習(xí)。此外，學(xué)校層面的數(shù)字支持至關(guān)重要，可以通過(guò)諸如提供充分的優(yōu)質(zhì)學(xué)習(xí)資源共享、實(shí)操技能公共培訓(xùn)、數(shù)字化的科學(xué)活動(dòng)以及系統(tǒng)化的素養(yǎng)研修課程等積極舉措來(lái)推進(jìn)數(shù)字校園建設(shè)。同時(shí)需要注意，技能的培養(yǎng)并非一朝一夕便能實(shí)現(xiàn)，更重要的是在理論與實(shí)踐中激發(fā)“Z世代”對(duì)信息技能的掌握，并形成對(duì)于信息數(shù)據(jù)的正確觀念與批判性思考。

3. 注意年齡差異，有效激發(fā)紅利

“Z世代”作為網(wǎng)絡(luò)原住民，可隨時(shí)隨地進(jìn)入“賽博空間”，更要學(xué)會(huì)在數(shù)字空間情境中理解主體行動(dòng)，關(guān)注個(gè)體差異。一味地限制使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)適得其反，無(wú)須將互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)視為“洪水猛獸”，應(yīng)當(dāng)根據(jù)其所處學(xué)段、使用時(shí)長(zhǎng)與使用偏好等因素，綜合考慮與靈活調(diào)整互聯(lián)網(wǎng)使用策略。如對(duì)于低年級(jí)的“Z世代”而言，要警惕互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)，警惕陷入網(wǎng)絡(luò)沉迷之中：手機(jī)屏幕一亮，便沉浸在個(gè)性化的娛樂(lè)之中；手機(jī)屏幕熄滅，又成為碎片化信息的孤島。生長(zhǎng)于信息過(guò)載時(shí)代的“Z世代”更應(yīng)提升信息鑒別能力與批判反思能力，在生動(dòng)而復(fù)雜的教育交往中實(shí)現(xiàn)數(shù)字反哺（段俊吉， 2023）。對(duì)于身處大學(xué)階段的“Z世代”，要利用自身所處環(huán)境紅利，積極適應(yīng)并掌握在線學(xué)習(xí)力；同時(shí)注意合理分配互聯(lián)網(wǎng)使用功能與時(shí)間，借助信息優(yōu)勢(shì)來(lái)增長(zhǎng)自身人力資本，調(diào)節(jié)先賦性因素的不足，實(shí)現(xiàn)文化資本的有效轉(zhuǎn)化，通過(guò)外部支持來(lái)有效降低數(shù)字不平等，進(jìn)而保障信息技術(shù)對(duì)于教育成就的最大化發(fā)揮。

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Gain or Loss？ Internet Usage by Generation Z and its Impact

on Academic Achievement

Jiao Youxi and Yu Xiulan

Abstract： As digital natives， Generation Z are highly engaged in Internet usage. Based on data from the China Family Panel Survey （CFPS） 2020， this study uses a multi-categorical ordinal logistic regression model for analysis. The results show that there is a usage gap among Generation Z with different family status. In addition， the impact of Internet usage on academic performance varies according to stage and prior grade rankings. Specifically， Internet usage has class and performance heterogeneity， in other words， the higher the social and cultural capital of the family and the higher the academic ranking， the more inclined to learn by the Internet. Internet learning effectively promotes university academic performance， while it is not significant for secondary school academic performance; Internet entertainment shows a wide range of significant negative effects， among which the effect on secondary school academic performance is stronger， but there is a time effect on university academic performance. Therefore， in order to effectively promote educational outcomes by information technology， it is necessary to build a digital enhancement learning environment， supervise by home-school cooperation and guide individuals to cultivate online learning ability and enhance self-control.

Keywords： Generation Z; Internet usage; digital divide; academic performance; Internet learning preferences

Authors： Jiao Youxi， doctoral candidate of the Institute of Education， Nanjing University （Nanjing 210023）; Yu Xiulan， director of Institute of Higher Education and professor of the Institute of Education， Nanjing University （Nanjing 210023）

責(zé)任編輯 郝 丹 韓世梅