1. 引言
国务院出台《关于加强农村留守儿童关爱保护工作的意见》，提出加强农村留守儿童关爱保护工作是各级政府的重要职责，也是家庭和全社会的共同责任。随着互联网的高速发展，网络已向低龄儿童侵蚀。中国互联网信息调查中心调查显示，截至2020年，我国网民规模达9.40亿，互联网普及率达67%。留守儿童网络使用问题成为社会研究的热点。问题性网络使用(Problematic Internet Use, PIU)是指对个体的心理健康、学习和工作等方面带来不良影响的过度网络使用(Anderson, Steen, & Stavropoulos, 2017; Beard & Wolf, 2004)。研究发现，留守儿童作为我国社会的一个特殊群体，相比于一般儿童，更易受到网络的侵害(范兴华，方晓义，2010；王琼，肖桃，刘慧瀛，胡伟，2019)。较高程度的PIU还可能会导致违法犯罪，成为发展隐患(王东梅，张立新，张镇，2017)。探讨留守儿童PIU的影响因素及作用机制具有重要意义。
根据PIU发生机制的社会–心理–生理模型(刘树娟，张智君，2004)，造成PIU的因素包括社会因素、心理因素、生理因素。生态系统理论也指出，家庭因素对儿童的发展最为直接(Bronfenbrenner & Ceci, 1994)。家庭因素影响儿童PIU (Liu, Fang, & Deng, 2012；蒋敏慧，万燕，程灶火，2017)。对于留守儿童群体而言，大多是父亲外出务工，母亲居家照顾儿童，由于父亲存在陪伴的缺失、教育精力不足等问题，父亲的影响被削弱，母亲承担更多责任，在留守家庭中母亲的协同教养行为对留守儿童的发展具有重要的意义，更值得关注。母亲协同教养指母亲所表现出来的支持或破坏父亲教养目标或行为的统称(McHale, Kuersten-Hogan, Lauretti, & Rasmussen, 2000)。研究指出，消极协同教养能够预测儿童更多的问题行为(Baril, Crouter, & McHale, 2007)，积极协同教养对问题行为具有负向预测作用(卢富荣，张彩，刘丹丹，2019)。PIU作为一种新兴的问题行为(Manuel, Erika, & Carmen, 2016)，很可能会受协同教养的影响。据此提出假设1：母亲积极协同教养负向预测留守儿童PIU，母亲消极协同教养正向预测留守儿童PIU。
母亲协同教养还可能通过儿童自身的希望感对儿童PIU产生影响。研究发现，积极的教养行为有助于儿童形成和维持高希望感(Thompson, 2009；向碧华，曹健，尹霞云，刘俊升，2016)。以往研究多是单独考察父母的教养行为对一般儿童希望感的影响，但对留守儿童来说，由于父亲的缺失，母亲的协同教养更为重要。根据PIU的作用机制，除了社会因素，心理因素也不容忽视。研究表明，希望感能正向预测留守儿童的亲社会行为(杨新华，朱翠英，杨青松，黎志华，谢光荣，2013)。希望感是预防留守儿童行为问题的重要心理资源。因此，希望感对留守儿童PIU行为可能具有预测作用。在留守家庭中，希望感在母亲协同教养与PIU之间可能存在中介作用。提出假设2：希望感在母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用之间存在中介作用。
除此之外，母亲协同教养还可能会通过家庭功能的中介作用对留守儿童PIU产生影响。研究表明，父母教养方式是家庭功能的影响因素(McFarlane & Bellissimo, 1995)。同样作为教养行为的协同教养可能对其家庭功能也存在影响。而在留守家庭中，更具代表性的母亲协同教养可能影响其家庭功能。家庭功能是指家庭成员间的沟通和交流、成员之间彼此的情感联结以及应对外部事件的有效性。对留守儿童而言，家庭层面发生较大变化，家庭功能可能对其PIU有着独特影响(Wu, Wong, & Yu, 2016)。据此提出假设3：家庭功能在母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用之间存在中介作用。
希望感作为个体的内部因素，对个体的心理健康与行为的发展至关重要(黎志华，2013)，良好的希望感有助于个体更好地适应环境，从而减少行为问题(问题性网络使用)发生的可能。而家庭功能作为一种外部环境因素(颜剑雄，程建伟，李路荣，2015)，也会对个体的行为发展造成影响。因此，本研究拟同时考察个体内部心理因素与外部环境因素对留守儿童问题性网络使用的影响，将希望感与家庭功能放入同一模型，有助于综合全面的揭示影响留守儿童问题性网络使用的因素，加深对留守儿童问题性网络使用发生发展机制的整体认识。
综上所述，本研究拟通过构建模型，探讨母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用之间的关系，以及家庭功能和希望感在二者之间的中介作用。以期为留守儿童PIU的预防和干预提供新视角。
2. 方法
2.1. 研究对象
采用整群抽样法，从安徽宿州市选取558名留守儿童(根据留守儿童的界定，以父母一方或双方外出打工且持续时间超过半年为标准)，平均年龄为9.77岁，其中，男生358人(65.1%)，女生192人(34.9%)，未填写性别人数为8人。
2.2. 研究工具
2.2.1. 母亲协同教养问卷
采用刘畅等(2017)订的父母协同教养问卷青少年评定版(母亲版)，提取母亲协同教养部分。该问卷包括4个维度，29个项目，四个维度分别为团结、一致、冲突和贬低。其中，团结和一致为积极的协同教养，冲突和贬低为消极的协同教养，计分方式为7点记分，从1表示“从不”到7表示“总是，所有题项均采用正向计分的方式。原问卷中母亲协同教养各维度的Cronbach α系数分别为0.90，0.94，0.93，0.94 (刘畅，2019)，信效度良好。本研究中，母亲协同教养问卷的Cronbach α系数为0.95。
2.2.2. 家庭功能问卷
采用程玉洁，邹泓(2011)修订的家庭功能总体评定量表，量表为单一维度，共6个题目，计分方式为5点计分，从“完全不符合”到“完全符合”，分别记1~5分，例如“我的家是和谐融洽的”，“家中每个人都为家庭做出了自己的贡献”，分数越高，表明总体家庭功能越好。原问卷中各维度的Cronbach α系数在0.70~0.85之间(程玉洁，邹泓，2011)。本研究中，家庭功能问卷的Cronbach α系数为0.89。
2.2.3. 希望感问卷
采用Ybasco及其同事(1996)编制的儿童希望感量表，该量表适用于7~16岁的儿童和青少年，由两个维度，6个项目组成，奇数题测量方法思维，偶数题测量动力思维，计分方式为8点计分，1表示“绝对不符合”到8表示“完全符合”。已有研究表明，该量表具有良好的信效度(向碧华，曹健，尹霞云，刘俊升，2016)。本研究中希望感问卷的Cronbach α系数为0.88。
2.2.4. 问题性网络使用
采用Zhou & Wu (2017)修订的儿童问题行为核查量表，计分方式为0~2的3级评分，0表示“没有”，2表示“时常”，该核查表主要包括攻击行为、自杀意向、饮食行为、睡眠问题、服药行为、网络或移动通讯工具使用和相关的正向行为等7类。原问卷的Cronbach α系数为0.74 (Zhou & Wu, 2017)。根据研究需要，本文选取网络或移动通讯工具使用这个指标，在本研究中，该量表的Cronbach α系数为0.71。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法对所有项目进行主成分因素分析。结果表明，特征值大于1的因子共有7个，第一个因子旋转前解释的变异量为31.60%，小于40%的临界标准。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 母亲协同教养、希望感、家庭功能和问题性网络使用之间的相关
由表1可知，积极的母亲协同教养与儿童希望感、家庭功能显著正相关；积极的母亲协同教养与儿童问题性网络使用显著负相关；母亲贬低与儿童希望感、家庭功能和问题性网络使用之间的相关均不显著；母亲冲突与问题性网络使用显著正相关，与家庭功能相关不显著；儿童希望感、家庭功能与儿童问题性网络使用显著负相关。
Table 1. Correlation table between mother’s coparenting, sense of hope, family function, and problematic Internet use
表1. 母亲协同教养、希望感、家庭功能和问题性网络使用之间的相关表
注：***p < 0.001, **p < 0.01, *p < 0.05，下同。
3.3. 母亲协同教养对留守儿童问题性网络使用的预测作用检验
以母亲协同教养作为自变量，问题性网络使用作为因变量，建立直接效应模型，模型拟合指标为[χ2/df = 4.11, CFI = 0.98, TLI = 0.96, RMSEA (90%CI) = 0.08 (0.05~0.11), SRMR = 0.03]，模型拟合良好。路径分析的结果表明，积极的母亲协同教养能够负向预测儿童问题性网络使用(β = −0.22, p < 0.001)；消极的母亲协同教养能够正向预测儿童问题性网络使用(β = 0.22, p < 0.001)。
3.4. 希望感和家庭功能在母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用之间的中介作用检验
以母亲协同教养作为自变量，希望感和家庭功能作为中介变量，问题性网络使用作为因变量，建立中介效应模型，模型整体拟合指标为[χ2/df = 4.48, CFI = 0.97, TLI = 0.93, RMSEA (90%CI) = 0.08 (0.06~0.10), SRMR = 0.04]，模型拟合良好(见图1)。路径分析的结果表明，积极的母亲协同教养显著正向预测希望感和家庭功能(β = 0.55, p < 0.001; β = 0.55, p < 0.001)，消极的母亲协同教养显著负向预测儿童的希望感和家庭功能(β = −0.20, p < 0.001; β = −0.30, p < 0.001)，显著正向预测问题性网络使用(β = 0.18, p < 0.001)；希望感显著负向预测问题性网络使用(β = −0.14, p < 0.001)。
采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法对中介效应量的置信区间进行估计，结果见表2，家庭功能在积极的母亲协同教养与儿童PIU之间、在消极的母亲协同教养和儿童PIU之间的中介效应值分别是−0.02和0.01，95%的置信区间分别是[−0.09, 0.05]、[−0.03, 0.05]，家庭功能的中介效应不显著。希望感在积极的母亲协同教养和儿童PIU之间、在消极的母亲协同教养和儿童PIU之间的中介效应值分别是−0.08和0.03，95%的置信区间分别是[−0.16, −0.02]、[0.01, 0.07]，希望感的中介效应显著。另外，消极的母亲协同教养对PIU的直接预测效应为0.18，占总效应的84%，消极的母亲协同教养对PIU的直接预测效应更为显著。
Table 2. The test of mediating effect and the value of mediating effect
表2. 对中介效应的检验及中介效应值
4. 讨论
4.1. 母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用的关系
本研究选取留守儿童，考察了母亲协同教养与其PIU的关系，拓展和补充了已有研究。研究发现，积极的母亲协同教养负向预测留守儿童PIU，消极的母亲协同教养正向预测留守儿童PIU，这与之前研究基本一致(Baril, Crouter, & McHale, 2007)。陈泳如，胡佳佳(2012)的研究也发现，消极的教养行为往往与问题性网络使用相关。在留守儿童家庭中，当母亲表现为积极协同教养行为，比如与父亲进行更好地沟通，采用恰当的方式解决问题，营造更加温馨和谐的家庭。留守儿童便不需要通过网络来满足其内在自我需要，自控能力较高，其出现PIU的概率也会随之减少。而当母亲表现为消极的协同教养行为，对父亲的教养行为表现出不配合，不支持父亲的教养目标时，儿童自我需求得不到更好地满足，便会更加依赖网络世界。
此外，研究还发现，消极的母亲协同教养对PIU的直接预测效应为0.18，占总效应的84%，消极的母亲协同教养更多的是直接影响留守儿童PIU。即当母亲表现为消极的协同教养行为，与父亲的教养行为存在冲突或者矛盾时，儿童便会去网络世界寻求寄托。
4.2. 希望感在母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用之间的中介作用
本研究发现，希望感在母亲协同教养与留守儿童PIU之间中存在中介效应。这与以往研究结果相似(赵娜，凌宇，陈乔丹，滕雄程，2017)。已有研究也表明，高希望感的留守儿童体验到较多的积极情绪，较少行为问题的发生(杨新华，朱翠英，杨青松，黎志华，谢光荣，2013)。本研究支持了该结果。此外，以往研究并没有探讨希望感在母亲协同教养行为与留守儿童问题性网络使用之间的关系，本研究发现母亲协同教养可以通过希望感影响留守儿童问题性网络使用，在一定程度上填补了该方面的空白。根据希望的社会–认知理论，个体的希望感是在早期以及当下与环境的持续互动过程中形成的，对于留守儿童来说，母亲为留守儿童提供更多的关爱和情感支持，对儿童产生更大的影响。当母亲表现为积极的协同教养行为时，例如，积极主动地让儿童与父亲进行聊天互动，思想和行为上与父亲达成一致，那么留守儿童就会形成较高的希望感来应对留守状况，因此能够合理健康的使用网络，较少的出现PIU。
4.3. 家庭功能在母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用之间的中介作用
研究表明，家庭功能在母亲协同教养与儿童PIU之间的中介作用不显著。这一现象可以解释为：尽管家庭功能影响个体发展，但对于留守儿童而言，其家庭功能的水平显著低于非留守儿童(袁宋云，陈锋菊，谢礼，彭媛媛，吴宇航，侯倩文，2016)。留守儿童的家庭功能存在一些缺失，由于父母双方或单方长期在外务工，家庭功能的发挥会受到阻碍，如缺少父母关爱、家庭气氛冷清、家庭亲情淡薄等，造成留守儿童对家庭功能的感知处在很低的水平，所以家庭功能的作用并不突出。
5. 结论
1) 母亲积极协同教养负向预测留守儿童问题性网络使用，母亲消极协同教养正向预测留守儿童问题性网络使用；2) 希望感在积极的母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用之间的中介作用显著，希望感在消极的母亲协同教养与留守儿童问题性网络使用之间存在中介作用；家庭功能的中介作用不显著。
NOTES
*通讯作者。