累積生態(tài)風(fēng)險與青少年手機(jī)依賴的縱向聯(lián)系:情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用及性別差異*

孔 旭 熊思成 張 斌 賀 藝

湖南中醫(yī)藥大學(xué)人文與管理學(xué)院心理系(長沙) 410208 △通信作者 E-mail:2579798864@qq.com

隨著移動終端的出現(xiàn),青少年網(wǎng)絡(luò)生活從傳統(tǒng)電腦擴(kuò)展到手機(jī),移動互聯(lián)網(wǎng)已逐漸成為青少年獲取信息和社交娛樂的主要途徑之一。盡管手機(jī)給個體帶來諸多的便利,但手機(jī)也是一把雙刃劍,可能會引發(fā)個體對其的過度使用甚至依賴。手機(jī)依賴是目前學(xué)術(shù)界備受關(guān)注的社會問題之一,它是指由于對手機(jī)的過度使用而導(dǎo)致個體社會功能受損、并帶來心理和生理問題的一種技術(shù)依賴行為[1]。尤其對于青少年而言,青春期個體在成長過程中伴隨著自我實現(xiàn)的矛盾促使其不斷尋求外界的心理補(bǔ)償和慰藉,而手機(jī)使用正逐漸成為他們滿足心理需求最快捷的途徑之一[2]。研究顯示,全球青少年手機(jī)依賴的流行率已高達(dá)25.7%[3]。因此,探究青少年手機(jī)依賴的影響因素及其具體機(jī)制,對規(guī)范青少年手機(jī)使用行為具有重大現(xiàn)實意義。

在影響手機(jī)依賴的眾多生態(tài)風(fēng)險因素中,家庭因素近年來備受關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn),青春期個體伴隨著身心快速發(fā)展和社會角色的轉(zhuǎn)變,往往更容易產(chǎn)生一系列社會適應(yīng)問題,若此時青少年與其家庭成員未形成積極的互動模式,便可能通過其他非適應(yīng)行為(如手機(jī)依賴)來尋求補(bǔ)償[4]。除家庭因素外,學(xué)校因素也可能在青少年手機(jī)依賴形成過程中扮演者重要角色。研究指出,青少年對學(xué)校的歸屬感越低,越容易對學(xué)校和社會的各項規(guī)范產(chǎn)生抵觸情緒,進(jìn)而導(dǎo)致個體出現(xiàn)更多的違紀(jì)、手機(jī)依賴等問題行為[5]。最后,作為一種共同活動并相互影響的平行關(guān)系,同伴交往對個體手機(jī)依賴的影響也不容忽視。研究發(fā)現(xiàn),消極的同伴關(guān)系會增加青少年的人際敏感性和社交焦慮,進(jìn)而導(dǎo)致個體通過過度使用手機(jī)來彌補(bǔ)現(xiàn)實生活中同伴友誼的缺失[6]。盡管以上證據(jù)均表明不同生態(tài)風(fēng)險因素與個體的手機(jī)依賴存在一定關(guān)聯(lián)性,但以往研究多是基于橫斷面,僅能初步探討手機(jī)依賴與某一生態(tài)風(fēng)險因素的相關(guān)聯(lián)系[7-9],難以對其動態(tài)變化以及變量間的準(zhǔn)因果關(guān)系作出準(zhǔn)確解釋。其次,現(xiàn)有的研究多是考察某單一生態(tài)因素與手機(jī)依賴的關(guān)系,較少關(guān)注多領(lǐng)域風(fēng)險因素對手機(jī)依賴的協(xié)同發(fā)展作用。根據(jù)生物生態(tài)學(xué)理論,發(fā)展中的個體嵌套于相互影響的多個生態(tài)子系統(tǒng)中,個體與各個生態(tài)子系統(tǒng)的相互作用均會對其心理與行為產(chǎn)生影響[10]。因此,若僅關(guān)注其中某一個生態(tài)因素,而忽略了其它因素的累積效應(yīng),不但不符合生活實際,還易造成該因素的效應(yīng)量被高估[11]。受該理論的啟發(fā),近年來研究者嘗試了多種方法評估多重風(fēng)險對個體的影響。其中,累積風(fēng)險模型受到了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。累積生態(tài)風(fēng)險模型主張多種風(fēng)險因素是協(xié)同發(fā)生的,并以相互疊加的形式對個體的心理及行為適應(yīng)產(chǎn)生破壞性影響。具體建模方法是先對每個連續(xù)型風(fēng)險因素進(jìn)行二分類別轉(zhuǎn)換,再將所有因素得分相加得到總指數(shù)[12]。盡管也有學(xué)者指出對連續(xù)變量進(jìn)行二分編碼可能會丟失信息,但每種多重風(fēng)險建模方法都有其優(yōu)缺點,必須辯證加以看待。相比之下,累積生態(tài)風(fēng)險模型的優(yōu)點更加突出。首先,對變量進(jìn)行二分編碼的方式較為嚴(yán)格,只有中高分段風(fēng)險才會被判定為有風(fēng)險,有助于篩選出真正的風(fēng)險因素。其次,該方法不對風(fēng)險因素進(jìn)行加權(quán),可提供穩(wěn)健的參數(shù)估計并提高統(tǒng)計功效。最后,二分編碼相比于連續(xù)指數(shù)更易于解釋,方便與普通民眾、教育管理者交流[12]?？偠灾?累積風(fēng)險模型具備邊界嚴(yán)格、參數(shù)穩(wěn)健、易于解釋等優(yōu)點,在心理、社會學(xué)研究領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用[12-13]。因此,本研究基于生物生態(tài)學(xué)理論和相關(guān)實證研究,擬探討累積生態(tài)風(fēng)險與手機(jī)依賴的縱向聯(lián)系,并提出假設(shè)H1:累積生態(tài)風(fēng)險正向預(yù)測青少年手機(jī)依賴。

盡管累積生態(tài)風(fēng)險導(dǎo)致青少年手機(jī)依賴,但這種影響在不同個體間也可能存在一定差異性。作為一種積極的心理特質(zhì),情緒調(diào)節(jié)自我效能感近年來受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。情緒調(diào)節(jié)自我效能感是指個體對自己能否有效調(diào)節(jié)自身情緒的自信程度,這種信心會影響個體的情緒狀態(tài),以及情緒調(diào)節(jié)的實際效果[14]。個體-情境交互作用理論指出,個體行為的發(fā)展是環(huán)境因素和個體特質(zhì)因素合力作用的結(jié)果[15]。因此,情緒調(diào)節(jié)自我效能感作為積極的個體特質(zhì),可能對累積生態(tài)風(fēng)險與手機(jī)依賴的關(guān)系起到“風(fēng)險緩沖”的作用。盡管目前尚缺乏探討情緒調(diào)節(jié)自我效能感調(diào)節(jié)高風(fēng)險情境與手機(jī)依賴的直接證據(jù),但有研究指出,情緒調(diào)節(jié)自我效能感能夠有效緩沖生活壓力事件對個體心理和行為問題的不利影響。例如,Yuan等人[16]對煙草成癮的研究發(fā)現(xiàn),高情緒調(diào)節(jié)自我效能感的個體在面臨工作壓力時,更傾向于采取問題定向的應(yīng)對策略,即他們相信自己有能力通過問題解決的方式緩解負(fù)面情緒,從而較少借助煙草來逃避壓力。另有研究表明,情緒調(diào)節(jié)自我效能感能有效緩沖負(fù)性生活事件和對個體沖動性和自殺意念的影響[17]。因此,本研究推測情緒調(diào)節(jié)自我效能感作為積極的個體特質(zhì),可以幫助暴露于累積生態(tài)風(fēng)險的青少年維持對自身情緒調(diào)節(jié)能力的效能信念,從而促使其選擇積極的應(yīng)對策略來抵御外界風(fēng)險,這將有助于減少手機(jī)依賴等非適應(yīng)性行為的發(fā)生。基于以上論述,本研究提出假設(shè)H2:情緒調(diào)節(jié)自我效能感能降低累積生態(tài)風(fēng)險對青少年手機(jī)依賴的影響。

最后,在手機(jī)依賴的研究中,性別差異也是研究者重點關(guān)注的問題之一。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn),在手機(jī)依賴的青少年中,女性的手機(jī)更多是用于語音通話和社交網(wǎng)絡(luò);而男性使用手機(jī)更多是基于視頻和游戲應(yīng)用程序,且相比于男性,女性表現(xiàn)出更高的使用頻率[3]。關(guān)于生態(tài)風(fēng)險的研究也發(fā)現(xiàn),女性同伴支持[7]、親子依戀[18]和父母監(jiān)管[8]的水平顯著高于男性;而男性更易受到越軌同伴[19]和師生關(guān)系沖突[20]的負(fù)面影響。此外,情緒調(diào)節(jié)自我效能感也存在性別差異,女性在調(diào)節(jié)和表達(dá)積極情緒方面的效能感高于男性;而男性對調(diào)節(jié)憤怒、悲傷等消極情緒的效能信念更高[21]。鑒于上述性別差異的存在,本研究將進(jìn)一步對三者整體關(guān)系的性別差異進(jìn)行探索,并提出假設(shè)H3:情緒調(diào)節(jié)自我效能感對累積生態(tài)風(fēng)險與手機(jī)依賴關(guān)系的調(diào)節(jié)作用存在性別差異。

綜上所述,本研究擬基于生物生態(tài)學(xué)模型,采用追蹤設(shè)計系統(tǒng)考察累積生態(tài)風(fēng)險對青少年手機(jī)依賴的影響,并深入探討情緒調(diào)節(jié)自我效能感在其中的保護(hù)機(jī)制以及整個過程中的性別差異,以期深入剖析青少年手機(jī)依賴的形成機(jī)理,為科學(xué)有效地預(yù)防和干預(yù)青少年手機(jī)依賴提供實證依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 對象

采用整群抽樣調(diào)查方式,選取湖南省兩所中學(xué)的青少年進(jìn)行間隔6個月的追蹤調(diào)查,以期探析累積生態(tài)風(fēng)險對青少年手機(jī)依賴的縱向影響及其潛在調(diào)節(jié)機(jī)制。首次測試(T1)共發(fā)放問卷580份,用于測量人口學(xué)因素、累積生態(tài)風(fēng)險因素(親子依戀、父母監(jiān)控、同伴交往、同伴關(guān)系、師生關(guān)系、學(xué)校聯(lián)結(jié))、情緒調(diào)節(jié)自我效能感和手機(jī)依賴。剔除無效問卷26份,回收有效問卷554份(95.5%)。其中,女性254人(45.8%);平均年齡12.81±0.75歲;日均使用手機(jī)時間1.77小時。6個月后(T2),有468名被試(84.5%)繼續(xù)參與了調(diào)查,測量其人口學(xué)因素和手機(jī)依賴。剔除無效問卷16份,最終得到有效問卷452份。參與追蹤調(diào)查的被試中,女性211人(46.7%);平均年齡12.62±0.65歲;日均使用手機(jī)時間1.71小時。

1.2 方法

1.2.1 累積生態(tài)風(fēng)險 本研究參考生物生態(tài)學(xué)模型以及以往關(guān)于累積生態(tài)風(fēng)險領(lǐng)域的相關(guān)研究[10,12,22],在家庭、同伴、學(xué)校3個生態(tài)子系統(tǒng)中,選取與手機(jī)依賴密切相關(guān)的風(fēng)險因素。其中家庭包括親子依戀、父母監(jiān)控;同伴包括越軌同伴交往、同伴關(guān)系;學(xué)校包括師生關(guān)系、學(xué)校聯(lián)結(jié)。采用累積風(fēng)險模型對多種生態(tài)風(fēng)險因素進(jìn)行建模,具體做法是,先對每個風(fēng)險因素進(jìn)行二分編碼(0=無風(fēng)險,1=有風(fēng)險),再將每個因素的得分相加,最終得到累積生態(tài)風(fēng)險指數(shù)(范圍從0到6分),分?jǐn)?shù)越高表示個體經(jīng)歷的生態(tài)風(fēng)險因素程度越嚴(yán)重[23]。①親子依戀采用李霓霓等人[24]編制的親子依戀問卷。包含13個題目,采用5級計分,分?jǐn)?shù)越高代表個體與其父母的關(guān)系越融洽。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,問卷在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.92。②父母監(jiān)控采用李董平等人[12]編制的父母知情量表。包含8個題目,采用5級計分,分?jǐn)?shù)越高反映個體受到父母監(jiān)管的程度越高。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,量表在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.86。③越軌同伴交往采用李董平等人[12]編制的越軌同伴交往問卷。包含8個題目,采用5級計分,分?jǐn)?shù)越高表示個體結(jié)交的同伴的偏差行為越多。將高于或等于75百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,問卷在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.76。④同伴關(guān)系采用江光榮編制[25]的我的班級問卷中的同伴關(guān)系分問卷,考慮到青少年的同伴雖然主要分布在學(xué)校,但也可能包含來自社區(qū)或老家的同伴,因此將原問卷中的“同學(xué)”統(tǒng)一改為“同伴”。該分問卷包含8個題目,采用5級計分,總分越高表明同伴關(guān)系越和諧。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,問卷在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.87。⑤師生關(guān)系采用江光榮[25]編制的我的班級問卷中的師生關(guān)系分問卷。包含8個題目,采用5級計分,總分越高表明師生關(guān)系越融洽。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,問卷在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.97。⑥學(xué)校聯(lián)結(jié)采用喻承甫等人[26]修訂的學(xué)校聯(lián)結(jié)中文版量表。包含10個題目,采用5級計分,分?jǐn)?shù)越高表示學(xué)生對學(xué)校的態(tài)度越積極,歸屬感越高。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,量表T1時段Cronbach's α系數(shù)為0.88。

1.2.2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感 采用文書鋒等人[27]修訂的情緒調(diào)節(jié)自我效能量表中文版。包含12個題目,采用5級計分,分?jǐn)?shù)越高表示個體對自我情緒調(diào)節(jié)能力的信心越強(qiáng)。本研究中,量表在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.90。

1.2.3 手機(jī)依賴 采用項明強(qiáng)等人[28]修訂的智能手機(jī)依賴量表中文版,包含10個題目,采用6級計分,得分越高表明個體手機(jī)依賴程度越嚴(yán)重。本研究中,量表在T2時段的Cronbach's α系數(shù)為0.91。

1.3 統(tǒng)計處理

本研究運用期望最大化法對缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)差。采用SPSS 26.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計、相關(guān)分析。采用Hayes開發(fā)的PROCESS程序中的模型1對調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗。此外,考慮到青少年對手機(jī)的使用可能會受到學(xué)校和父母的管控而產(chǎn)生差異,因此將日均手機(jī)使用時間作為控制變量。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差的控制與檢驗

為減少共同方法偏差效應(yīng),首先,在施測時通過給主試培訓(xùn)、告知被試問卷填寫匿名、設(shè)置反向計分題等方式在程序上進(jìn)行控制。其次,運用Harman單因素檢驗分別對2次測得的數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差的檢驗。結(jié)果表明,2次測量的最大因子方差解釋率分別為16.7%(T1)和17.6%(T2),均小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn),表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 各變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

描述及相關(guān)分析結(jié)果表明,累積生態(tài)風(fēng)險與手機(jī)依賴呈顯著正相關(guān),與情緒調(diào)節(jié)自我效能感呈顯著負(fù)相關(guān),情緒調(diào)節(jié)自我效能感與手機(jī)依賴呈顯著負(fù)相關(guān),見表1。

2.3 累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴的影響及情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用檢驗

采用PROCESS程序中的Model 1檢驗累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴的影響以及情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用。為減少多重共線性,對回歸分析中的所有變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。表2顯示,在控制了日均手機(jī)使用時間后,T1累積生態(tài)風(fēng)險對T2手機(jī)依賴具有顯著的正向預(yù)測作用(β=0.24,P<0.001)。同時,T1累積生態(tài)風(fēng)險與T1情緒調(diào)節(jié)自我效能感的交互項也對T2手機(jī)依賴具有顯著的正向預(yù)測作用(β=0.10,P=0.009)。

進(jìn)一步通過簡單斜率分析直觀呈現(xiàn)結(jié)果(見圖1),對于低情緒調(diào)節(jié)自我效能感的青少年,累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴的預(yù)測作用不顯著(simple slope=0.09,t=1.92,P=0.056);而高情緒調(diào)節(jié)自我效能感的青少年,累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴具有顯著的正向預(yù)測作用(simple slope=0.28,t=5.43,P<0.001),表明隨著情緒調(diào)節(jié)自我效能感水平的提高,累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴的預(yù)測作用呈上升趨勢。

2.4 調(diào)節(jié)模型的性別差異檢驗

對調(diào)節(jié)模型的性別差異進(jìn)行分析,表3顯示,在控制了日均手機(jī)使用時后,無論在男性還是女性中,T1累積生態(tài)風(fēng)險對T2手機(jī)依賴的正向預(yù)測作用均顯著。在對調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗中發(fā)現(xiàn),T1累積生態(tài)風(fēng)險與T1情緒調(diào)節(jié)自我效能感的交互項能顯著預(yù)測女性T2手機(jī)依賴;而交互項對男性T2手機(jī)依賴的預(yù)測作用不顯著,說明情緒調(diào)節(jié)自我效能感只能在累積生態(tài)風(fēng)險對女性手機(jī)依賴的預(yù)測中起調(diào)節(jié)作用。

表1 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)(r)

表2 調(diào)節(jié)模型檢驗

表3 不同性別間的調(diào)節(jié)模型檢驗

進(jìn)一步通過簡單斜率分析檢驗女性累積生態(tài)風(fēng)險與情緒調(diào)節(jié)自我效能感的交互效應(yīng)。結(jié)果如圖2所示,對于低情緒調(diào)節(jié)自我效能感的女性,累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴的預(yù)測作用顯著(simple slope=0.15,t=2.87,P<0.01);而對于高情緒調(diào)節(jié)自我效能感的女性,累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴也具有顯著的預(yù)測作用,但其預(yù)測作用相對較大(simple slope=0.27,t=4.20,P<0.001)。這表明隨著女性情緒調(diào)節(jié)自我效能感水平的提高,累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴的預(yù)測作用逐漸增大。

圖1 情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用

圖2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感在女性中調(diào)節(jié)作用

3 討 論

在青春期階段,個體心理發(fā)展與行為的塑造與其所處生態(tài)、社會環(huán)境存在密切關(guān)聯(lián)。與以往研究大多關(guān)注某單一或少數(shù)生態(tài)風(fēng)險因素與手機(jī)依賴關(guān)系不同,本研究基于生物生態(tài)學(xué)理論,通過為期6個月的追蹤調(diào)查,綜合選取了家庭、學(xué)校、同伴3個生態(tài)子系統(tǒng)中具有代表性的風(fēng)險因素,探討了累積生態(tài)風(fēng)險對青少年手機(jī)依賴的縱向影響,并基于個體-情境交互作用理論考察了情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用及性別差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn),累積生態(tài)風(fēng)險顯著正向預(yù)測青少年手機(jī)依賴,該結(jié)果驗證了假設(shè)1,并支持了以往有關(guān)累積生態(tài)風(fēng)險與其它行為問題之間關(guān)系的研究[12,13,22]。在青少年心理發(fā)展的過程中,來自家庭、學(xué)校和同伴的支持是其健康成長的關(guān)鍵。若長期暴露于多個領(lǐng)域的風(fēng)險情境下,將導(dǎo)致安全、希望和親密等基本心理需求得不到正常的滿足。而正是這些心理需求的缺失,奠定了青少年發(fā)展為手機(jī)依賴的基礎(chǔ)[9]。通過沉迷于手機(jī)營造的虛擬世界,高累積生態(tài)風(fēng)險的青少年不僅能回避現(xiàn)實中的各種負(fù)性刺激,還能享受游戲、視頻等應(yīng)用程序帶來的愉悅情感體驗,這種補(bǔ)償又進(jìn)一步導(dǎo)致個體對于手機(jī)的使用產(chǎn)生強(qiáng)烈渴求,強(qiáng)化了手機(jī)使用行為。

本研究還發(fā)現(xiàn),情緒調(diào)節(jié)自我效能感在累積生態(tài)風(fēng)險和青少年手機(jī)依賴關(guān)系中起到“風(fēng)險增強(qiáng)”作用,即情緒調(diào)節(jié)自我效能感的保護(hù)功效僅能在低累積生態(tài)風(fēng)險下發(fā)揮作用,在高累積風(fēng)險因素下將不復(fù)存在,未能驗證假設(shè)2。產(chǎn)生該結(jié)果的原因可能有兩點。首先,這可能與情緒調(diào)節(jié)自我效能感的易損特性有關(guān)。壓力易損假說提示,當(dāng)生活中的壓力性事件較少時,積極心理特質(zhì)能夠幫助個體有效對抗風(fēng)險,但當(dāng)壓力事件積累到一定水平,一些積極心理特質(zhì)對抗風(fēng)險的能力會迅速衰減甚至喪失[29]。因此,對于處于低累積生態(tài)風(fēng)險的青少年而言,情緒調(diào)節(jié)自我效能感能激活個體對自身情緒調(diào)節(jié)能力的效能信念,促使其相信自己有能力通過問題解決的方式緩解負(fù)性情緒[15],從而有助于減少手機(jī)依賴等非適應(yīng)性行為的發(fā)生。但當(dāng)累積生態(tài)風(fēng)險因素不斷疊加,乃至超出青少年調(diào)控限度時,易造成情緒調(diào)節(jié)過載。此時情緒調(diào)節(jié)自我效能感作為壓力易損因子,將無力繼續(xù)抵御累積生態(tài)風(fēng)險的消極影響,致使累積生態(tài)風(fēng)險和手機(jī)依賴之間的關(guān)系變相得到了“增強(qiáng)”。其次,當(dāng)個體周圍環(huán)境充斥著大量的風(fēng)險因素時,極端的累積生態(tài)風(fēng)險將對個體造成持久而深遠(yuǎn)的傷害,這種傷害長期存在且無論個體的調(diào)控能力和信心如何都很難一時緩解[12,30]。個體為了擺脫不利的處境,便愈發(fā)離群索居,只能通過過度使用手機(jī)來尋求心理慰藉?？傊?本研究結(jié)果揭示了情緒調(diào)節(jié)自我效能感的保護(hù)作用是有限度的。因此,除了認(rèn)識到情緒調(diào)節(jié)自我效能感的積極作用外,也要注意不要過分夸大其效能。一方面?？梢苑e極探尋其它積極特質(zhì),通過多種保護(hù)因子的協(xié)同互補(bǔ),共同抵御外界風(fēng)險情境對個體的不利影響;另一方面,還需從減少生態(tài)風(fēng)險因素本身出發(fā),從根源上杜絕手機(jī)依賴現(xiàn)象。

此外,研究結(jié)果進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)自我效能感的“風(fēng)險增強(qiáng)”作用僅在女性中起作用,說明情緒調(diào)節(jié)自我效能感的易損特性在女性中體現(xiàn)得更為明顯,驗證了假設(shè)3。這可能與女性在調(diào)節(jié)消極情緒方面的效能感較弱有關(guān)。在傳統(tǒng)文化中,鼓勵男性要堅毅、忍耐,因此男性對消極情緒往往有更強(qiáng)的控制力[21];而女性雖然在調(diào)節(jié)積極情緒的效能感方面優(yōu)于男性,但對消極情緒的易感性較高,一旦遇到重大負(fù)性事件或生活壓力,女性更容易對自己處理消極情緒的能力缺乏信心[27]。因此,在面臨高累積生態(tài)風(fēng)險時,女性情緒調(diào)節(jié)自我效能感的保護(hù)限度更容易被突破,導(dǎo)致情緒調(diào)節(jié)自我效能感的保護(hù)功效在高累積風(fēng)險因素下將不復(fù)存在。這也提示研究者,應(yīng)該重點培養(yǎng)女性青少年調(diào)控消極情緒的能力和信心,從而有效減輕累積生態(tài)風(fēng)險對個體造成的傷害,預(yù)防并降低手機(jī)依賴現(xiàn)象。

本研究結(jié)果首次將累積生態(tài)風(fēng)險模型應(yīng)用到手機(jī)依賴領(lǐng)域,為全面、深入地理解手機(jī)依賴的發(fā)展過程提供了新的視角。同時進(jìn)一步揭示了情緒調(diào)節(jié)自我效能感的易損特性,有助于實踐工作者認(rèn)識到,要弱化累積生態(tài)風(fēng)險對手機(jī)依賴的消極影響,單靠培養(yǎng)個體的保護(hù)資源是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的,需要同時改善青少年所處的生態(tài)風(fēng)險環(huán)境。此外,研究結(jié)果還明確了調(diào)節(jié)作用的性別差異,識別出女性青少年作為重點干預(yù)群體,應(yīng)著力提升其情緒韌性,培養(yǎng)調(diào)控消極情緒的信心,以便更有效地減輕累積生態(tài)風(fēng)險因素給個體帶來的消極影響,引導(dǎo)其合理使用手機(jī)。