1 引言
自我调节(self-regulation)指个体有目的地激活、管理和控制自身注意力、想法、情绪、动机及行为的能力(McClelland & Cameron, 2012)。幼儿时期的自我调节发展与幼儿学业表现、学业成就、情绪能力、社会性等多方面发展紧密联系(Coelho et al., 2023; Denham et al., 2012; Shoda et al., 1990)。因此，探究早期自我调节发展的影响因素并分析其潜在的关系是促进幼儿全面发展的必然需求。
养育压力(parenting stress)是指与履行父母职责、参与亲子互动相关的压力，是父母在教养子女过程中的主观感受(洪秀敏, 刘倩倩, 2020)。当与养育角色相关的变化或挑战超过父母的能力和可用资源时，父母便会产生压力感(Cooper et al., 2009)。当父母养育压力过大时，其生成的养育环境对幼儿自我调节具有负面影响(Wang et al., 2023)。家庭系统理论指出，在长期高压的家庭关系中，父母的焦虑水平会通过家庭投射过程(family projection process)传递给幼儿，使幼儿出现情绪、社会性、行为等方面的问题(Bowen, 1978; Brown, 1999)。同时，脑科学研究表明，具有较大养育压力的父母会向幼儿传递担忧、易怒等情绪，从而激活幼儿的情绪应激系统，影响幼儿的相关调节行为(Brennan et al., 2008)。基于此，本研究旨在探究当下父母养育压力与幼儿自我调节之间的关系，并提出假设1：养育压力与幼儿自我调节负相关。
与此同时，养育压力与幼儿自我调节的间接关系也备受关注，但研究多集中于探讨传统教养行为的间接作用。例如，早期自我调节发展依赖于温暖、积极的教养行为(Khaleque, 2013)，然而养育压力过大会导致父母难以应对子女的问题行为，很少为其提供情绪及行为上的调节策略(Dubois-Comtois et al., 2013)，或直接忽视子女情绪问题，甚至使用暴力，影响幼儿自我调节发展(Liu & Wang, 2015)。但近年来，随着屏幕媒体逐渐渗透于家庭环境，新型的、基于屏幕媒体的教养行为——父母媒介干预(parental mediation)应运而生(Mascheroni & Zaffaroni, 2023)。这种新型教养行为结合不同的屏幕暴露类型，与父母养育压力共同影响幼儿自我调节发展。
父母媒介干预是指父母在幼儿使用屏幕媒体时采取限制、监督及引导等策略，以管理幼儿的屏幕使用，旨在平衡屏幕媒体的利弊影响(Livingstone & Helsper, 2008)。父母媒介干预主要包括：(1)指导性媒介干预，指当幼儿使用屏幕时，家长主动与幼儿交谈并解释屏幕中呈现的内容；(2)限制性媒介干预，指对幼儿屏幕使用时长和内容上设置规则，不与幼儿进行额外的交流讨论；(3)媒介共用，指与幼儿共同使用屏幕媒体，但期间并无有关屏幕内容的交流(Valkenburg et al., 1999)。研究表明养育压力与父母媒介干预高度相关。当面对短期压力时，如工作繁忙、家务劳动等原因，父母倾向于将屏幕媒体视为“电子保姆”，替代其陪伴儿童(Nikken, 2019)。而在长期累积的养育压力下，高压力水平的母亲会在幼儿面前更频繁地使用屏幕媒体，且父母双方均对其子女的屏幕使用缺少时间限制和监管(Tang et al., 2021)，或很少与幼儿共同使用屏幕媒体，交流屏幕上的内容(Bank et al., 2012)。这些消极回避的教养行为均不利于幼儿自我调节发展(Gordon-Hacker & Gueron-Sela, 2020)。反之，当父母积极参与到幼儿的屏幕使用中，主动采取合适的媒介干预，能够促进其自我调节能力的发展(Chen & Chng, 2016)。同时，基于家庭压力模型(family stress model, FSM)，父母的压力感受会通过教养方式影响幼儿的调节能力发展(Masarik & Conger, 2017)，而父母媒介干预作为新型教养方式亦有可能具有中介意义。因此，本研究提出假设2：父母媒介干预在养育压力与幼儿自我调节之间起中介作用。屏幕暴露(screen exposure)指观看或使用任何屏幕媒体(包括电视、平板电脑、智能手机、投影仪等)的活动(Hu et al., 2020)。研究表明，高养育压力家庭的幼儿具有更多的屏幕暴露时长(Brauchli et al., 2024)，且更易接触不当屏幕内容(Conners et al., 2007)，阻碍幼儿自我调节发展(Barr et al., 2010; Coyne et al., 2021)。因此，本研究提出假设3：幼儿屏幕暴露在养育压力与幼儿自我调节之间也具有中介作用。
实际上，父母媒介干预与幼儿屏幕暴露二者相互关联。以屏幕暴露对早期发展的消极影响作为基点，父母媒介干预理论逐渐兴起，根据该理论，幼儿的屏幕暴露情况与父母采取的媒介干预密切相关，并从不同方面影响早期发展(Clark, 2011)。如限制性媒介干预通过有效减少幼儿使用屏幕媒体的时间，削弱其对幼儿自我调节的负面影响(Yang et al., 2017)；指导性媒介干预帮助幼儿理解屏幕内容，使其从教育类内容中获益(Pempek & Lauricella, 2017)；媒介共用通过强化幼儿对于屏幕内容的参与度，促进其注意力和反应力的发展(Barr et al., 2008)。可见，父母媒介干预是方式，幼儿屏幕暴露是载体，可能在养育压力与幼儿自我调节的关系中共同作用。基于此，本研究提出假设4：养育压力与幼儿自我调节之间，父母媒介干预和幼儿屏幕暴露起链式中介作用。
综上，养育压力、父母媒介干预、幼儿屏幕暴露、幼儿自我调节四者紧密相连。尽管养育压力与幼儿自我调节的关系已被广泛研究，但鲜有研究关注父母媒介干预与幼儿屏幕暴露的作用。当父母同时面对养育压力与屏幕媒体时，在放任不管的“消极回避”与因势利导的“积极参与”中如何抉择？不同的抉择与早期自我调节发展又有什么联系？这些问题均尚未得到深入探讨。因此，本研究旨在探究养育压力与幼儿自我调节的关系，并检验父母媒介干预与幼儿屏幕暴露的中介作用，为高养育压力父母提供媒介教养的相关支持，助力数字时代下的儿童发展。基于上述研究证据及研究假设，本研究构建了以下假设模型(见图1 )。此外，在家庭这一微观系统中，养育压力与幼儿自我调节之间的关系错综复杂，除幼儿自身因素外，居住地区(严琼, 童连, 2019)、父母受教育程度(Fang et al., 2024)、父母职业类型(Nomaguchi & Johnson, 2016)及家庭收入水平(严琼, 童连, 2019)等外部因素均可能对其产生影响。因此，本研究将上述变量作为控制变量，以减少其对研究结果的干扰。
2 研究方法
2.1 被试
本研究采用方便抽样，从北京市及广东省揭阳市六所幼儿园中招募到483名幼儿及其家长作为问卷调查对象，由家长自愿参与问卷填答。剔除漏填、错填等无效问卷后，回收有效问卷431份，问卷回收率为89.23%。幼儿平均年龄为4.99±1.78岁，基本信息如表1 所示。
表1 研究对象基本信息 |
| 基本信息 | n(占比) | ||
| 幼儿年龄(岁) | 2～3 | 7(1.62%) | |
| 3～4 | 37(8.58%) | ||
| 4～5 | 104(24.13%) | ||
| 5～6 | 135(31.32%) | ||
| 6～7 | 148(34.34%) | ||
| 幼儿性别 | 男 | 225(52.20%) | |
| 女 | 206(47.80%) | ||
| 居住地区 | 市区 | 184(42.69%) | |
| 县城 | 72(16.70%) | ||
| 乡镇 | 67(15.55%) | ||
| 农村 | 108(25.06%) | ||
| 学历水平 | 母亲 | 父亲 | |
| 初中及以下 | 91(21.11%) | 87(20.19%) | |
| 高中或中专 | 99(22.97%) | 127(29.47%) | |
| 本科或大专 | 228(52.90%) | 202(46.87%) | |
| 硕士及以上 | 13(3.02%) | 15(3.48%) | |
| 母亲 | 父亲 | ||
| 职业类型 | 国家与社会管理者 | 72(16.71%) | 16(3.71%) |
| 经理 | 42(9.74%) | 49(11.37%) | |
| 私营企业主 | 33(7.66%) | 63(14.62%) | |
| 专业技术人员 | 58(13.46%) | 64(14.85%) | |
| 办事人员 | 47(10.90%) | 64(14.85%) | |
| 个体工商户 | 54(12.53%) | 43(9.98%) | |
| 商业、服务业从业人员 | 100(23.20%) | 60(13.92%) | |
| 产业工人 | 13(3.02%) | 29(6.73%) | |
| 农业劳动者 | 7(1.62%) | 25(5.80%) | |
| 无业、失业或半失业 | 5(1.16%) | 18(4.18%) | |
| 家庭月收入(元) | 0～2999 | 49(11.37%) | |
| 3000～5999 | 129(29.93%) | ||
| 6000～9999 | 128(29.70%) | ||
| 10000～19999 | 91(21.11%) | ||
| 20000以上 | 34(7.89%) | ||
2.2 研究工具
2.2.1 家庭基本信息
使用自编家庭基本信息问卷收集人口学信息，包括幼儿年龄与性别、居住地区、父母受教育水平、父母职业类型和家庭月收入，所有信息均由家长自愿提供。其中，在父母职业类型中，主要参考《当代中国社会阶层研究报告》中的分类(陆学艺, 2002)，具体如表1 中所示。
2.2.2 父母养育压力
使用由Abidin(1995)编制，Yeh等人(2001)修订的父母养育压力量表(短版)测量家长养育压力水平。该量表共包含育儿愁苦、亲子互动失调、困难儿童三个子量表，共36个题项。此量表目前已被广泛应用于国内外有关父母养育压力的调查研究中，具有较高的整体信效度。参考已有研究(Chan & Neece, 2018; McKelvey et al., 2009)，由于本研究中的结果变量为幼儿自我调节，“亲子互动失调”与“困难儿童”两个子量表涉及较多幼儿相关的变量，可能会与本研究中幼儿自我调节测查量表的结果产生交叠，影响研究结果解读。此外，研究表明“育儿愁苦”这一维度更能体现父母在情绪、心理方面的健康水平(Haskett et al., 2006)，且包含了与养育压力直接与间接相关的因素，更具综合性(Whiteside-Mansell et al., 2007)。因此，本研究仅选取“育儿愁苦”子量表测查家长养育压力水平，共12个题项。该子量表独立于幼儿相关的因素(如行为问题、符合父母期望等)，旨在直接测量父母在育儿过程中由个人因素而产生的压力和愁苦感受。采用5点计分，从1(非常不同意)到5(非常同意)计分，得分范围为12～60分，得分越高，父母养育压力越大。本研究中该量表内部一致性系数α为0.90。
2.2.3 幼儿自我调节
使用幼儿自我调节行为检核表(Whitebread et al., 2009)测查幼儿自我调节能力，由家长报告幼儿日常的自我调节行为表现，该量表共有22个题项，分别从情绪与社会性调节、认知调节、动机调节来考察幼儿自我调节。采用4点计分，从1(从不)到4(总是)计分，得分范围为22～88分，得分越高，幼儿自我调节水平越高。本研究中该问卷的内部一致性系数α为0.93。
2.2.4 父母媒介干预
使用Valkenburg等人(1999)编制的父母媒介干预量表测查家长在幼儿使用屏幕媒体期间的干预行为，主要包含“指导性媒介干预”、“限制性媒介干预”和“媒介共用”三个维度，各5个题项，共15个题项。该量表采用5点计分，从1(从不)到5(总是)计分，得分越高，父母媒介干预频率越高。
尽管该量表目前已被广泛使用，但尚未形成标准汉译版量表。而本研究在翻译及回译过程中发现部分题目在转化成汉语后，存在重复、模糊等问题，因此对部分题项进行了合并和删减，如“向孩子解释为什么媒介中角色所做的一些事情是好的”和“向孩子解释为什么媒介中角色所做的一些事情是不好的”合并成“向孩子解释为什么媒介中角色所做的一些事情是好/不好的”。合并后的量表共包含11个题项，其中“指导性媒介干预”为3个题项，“限制性媒介干预”为4个题项，“媒介共用”为4个题项。对合并后的量表进行验证性因子分析(CFA)，结果显示拟合指数分别为χ2/df=3.60，GFI=0.94，RMSEA=0.07，NFI=0.92，CFI=0.94，模型拟合程度较好，适合进行因子分析(侯杰泰 等, 2004; Brown, 2015)。本研究中“指导性媒介干预”、“限制性媒介干预”和“媒介共用”三个维度的内部一致性系数α分别为0.85、0.78和0.77。
2.2.5 幼儿屏幕暴露基本情况
参考国内外全国普查性问卷(Dong et al., 2020; Rideout & Robb, 2020)调查幼儿屏幕使用情况，对其进行翻译和回译，最终形成适切于本研究目的的调查工具，主要从“暴露时长”和“暴露内容”两个方面进行调查。其中“暴露时长”指幼儿的日平均屏幕暴露时长，主要包括“工作日时长”和“双休日时长”，由家长根据近一个月内幼儿实际使用屏幕媒体的时长进行填写，共2个题项。“暴露内容”指幼儿日常屏幕使用或观看的具体内容，共5个题项，主要包括“教育类屏幕暴露内容”(以下简称“教育类屏幕内容”，如英语、逻辑学习、幼儿纪录片等早教类视频)以及“非教育类屏幕暴露内容”(以下简称“非教育类屏幕内容”，如短视频、影视动画、娱乐电子游戏等)。采用5点计分方式，从1(从不)到5(总是)对选项进行赋值，得分越高，幼儿使用“教育类”(或“非教育类”)屏幕内容频率越高。
2.3 数据收集与分析
由经过培训的学前教育专业研究生进行收集，家长填写知情同意书后，向家长分发问卷，家长根据幼儿日常生活实际表现进行填写。采用SPSS27.0对数据进行处理，计算各样本父母养育压力、幼儿自我调节及父母媒介干预均分，将幼儿屏幕暴露时长按照“(工作日时长×5)+(双休日时长×2)/10”进行加权平均后，得出幼儿日平均屏幕暴露时长，并分别计算幼儿“教育类”与“非教育类”屏幕内容的使用频率。对关键变量进行描述统计、初步分析与中介模型检验。值得一提的是，尽管一些研究者认为不能基于横断数据进行中介效应分析，但Hayes(2017)提出，这种方法可以用来探索变量间的关系，但在结果的解释上需尽量避免因果词汇。因此，本研究仍基于数据对假设模型进行了检验，旨在探究变量间可能的关系。
此外，由于使用同种测量工具进行问卷调查可能会导致共同方法偏差，因此采用Harman单因子检验对本研究数据分析涉及到的所有题项进行探索性因子分析(周浩, 龙立荣, 2004)，结果显示数据中特征值大于1的因子共有11个，且第一个因子解释的变异量为21.70%，小于40%的临界标准，因此本研究中不存在共同方法偏差。
3 结果
3.1 描述统计与初步分析
对本研究关键变量(养育压力、幼儿自我调节、父母媒介干预、幼儿屏幕暴露)进行描述统计和初步分析，各变量平均值、标准差与皮尔逊相关分析如表2 所示。此外，在人口学变量中，幼儿年龄与幼儿自我调节能力无关。幼儿自我调节能力性别差异显著，t(437)=−2.12，p<0.05；居住地区差异显著，F(3, 427)=5.27，p<0.01。斯皮尔曼相关分析结果表明，母亲学历(r=0.15, p<0.001)、父亲学历(r=0.19, p<0.001)、母亲职业(r=0.13, p<0.001)、父亲职业(r=0.18, p<0.001)均与幼儿自我调节能力正相关。家庭月收入与幼儿自我调节能力(r=0.19, p<0.001)正相关。综上，在后续分析中，本研究将幼儿性别、居住地区、父母学历与职业、家庭月收入作为控制变量，以控制其对因变量的影响。
表2 各关键变量平均值、标准差与皮尔逊相关分析 |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | |
| 1.父母养育压力 | 32.81 | 7.63 | ||||||||
| 2.幼儿自我调节 | 50.78 | 8.48 | −0.20*** | |||||||
| 3.父母媒介干预 | 40.78 | 7.27 | −0.12* | 0.17*** | ||||||
| 4.指导性媒介干预 | 8.72 | 2.32 | −0.14** | 0.18*** | 0.71*** | |||||
| 5.限制性媒介干预 | 14.34 | 3.43 | −0.20*** | 0.14** | 0.69*** | 0.44*** | ||||
| 6.媒介共用 | 10.97 | 2.74 | −0.12* | 0.17*** | 0.79*** | 0.41*** | 0.29*** | |||
| 7.幼儿屏幕暴露时长 | 59.20 | 57.29 | 0.10* | 0.04 | 0.09 | 0.01 | −0.04 | 0.13** | ||
| 8.教育类屏幕内容 | 8.30 | 2.26 | 0.02 | 0.28*** | 0.28*** | 0.33*** | 0.07 | 0.25** | 0.07 | |
| 9.非教育类屏幕内容 | 5.15 | 1.49 | 0.20** | −0.10 | 0.06 | 0.003 | −0.12* | 0.10 | 0.19** | 0.12* |
注：“教育类屏幕内容”与“非教育类屏幕内容”特指教育类和非教育类屏幕内容的使用频率；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.2 中介模型检验
对养育压力、幼儿自我调节、父母媒介干预以及幼儿屏幕暴露进行中心化处理，并对预测变量进行共线性诊断。结果显示，所有预测变量方差膨胀因子(VIF)均不高于2.00，即不存在多重共线性问题。采用SPSS宏程序PROCESS对以上变量进行中介模型检验，并采取偏差校正非参数百分位Bootstrap方法，重复取样5000次，对中介效应进行95%的置信区间估计(温忠麟, 叶宝娟, 2014; Hayes, 2017)。
在初步分析的基础上，将养育压力与幼儿自我调节分别作为自变量(X)与因变量(Y)，将父母媒介干预的三个类别：指导性媒介干预、限制性媒介干预、媒介共用分别作为第一个中介变量(M1)，将教育类屏幕内容作为第二个中介变量(M2)。以幼儿性别、居住地区、父母学历与职业、家庭月收入作为控制变量，运用PROCESS中的模型6，探究父母媒介干预的不同维度与教育类屏幕内容使用频率的链式中介作用。
结果表明(见图2 )，父母养育压力与指导性媒介干预显著负相关(β=−0.30, SE=0.15, p<0.01)；指导性媒介干预与幼儿教育类屏幕内容的使用频率显著正相关(β=0.34, SE=0.06, p<0.001)；教育类屏幕内容使用频率与幼儿自我调节显著正相关(β=0.08, SE=0.02, p<0.001)。
Bootstrap检验结果表明(见表3 )，路径“父母养育压力→指导性媒介干预→教育类屏幕内容→幼儿自我调节”的95%的置信区间为[−0.02, −0.001]，不包含0，表明指导性媒介干预和教育类屏幕内容使用频率的链式中介效应显著(β=−0.01, SE=0.01, p<0.001)，中介效应占比5%。限制性干预与教育类屏幕内容使用频率、媒介共用与教育类屏幕内容使用频率的链式中介均不显著，路径系数如图2 所示。
表3 链式中介效应分析 |
| 路径 | BCa CI | |||
| β | SE | Lower | Upper | |
| 总效应 | −0.22*** | 0.05 | −0.31 | −0.12 |
| 直接效应 | −0.21*** | 0.05 | −0.31 | −0.12 |
| 养育压力→指导性媒介干预→幼儿自我调节 | −0.01 | 0.01 | −0.03 | 0.01 |
| 养育压力→教育类屏幕内容→幼儿自我调节 | 0.01 | 0.02 | −0.01 | 0.05 |
| 养育压力→指导性媒介干预→教育类屏幕内容→幼儿自我调节 | −0.01*** | 0.01 | −0.02 | −0.001 |
4 讨论
本研究发现父母的养育压力与幼儿自我调节之间存在负相关关系，假设1成立。这一结果与已有研究结果一致(Eisenberg et al., 2005; Khaleque, 2013)。家庭环境作为幼儿生长的微观环境之一，对幼儿自我调节发展具有重要意义(McCabe et al., 2004)，幼儿通过与养育者互动，习得自我调节技能(Lincoln et al., 2017)。一项追踪研究表明，父母为幼儿提供有关自我调节的支架策略能够帮助幼儿逐渐减少对外界力量的依赖，最终内化为自身的调节能力(Bernier et al., 2010)。然而，对于高养育压力的父母来说，长期积压的养育压力使他们缺乏养育效能感(Crnic & Ross, 2017)，从而忽视为其子女提供有关情绪调节或行为调节的支持，或采用过激的教养方式处理幼儿的调节困难，影响亲子关系的建立，进而使幼儿出现自我调节问题(Liu & Wang, 2015)。同时，基于社会学习理论视角，幼儿通过观察习得行为，高养育压力父母可能会向幼儿展露出消极的自我调节行为，使幼儿在无意间进行模仿，这也可能是阻碍幼儿自我调节发展的原因之一。
在中介效应检验中，本研究发现父母媒介干预与幼儿屏幕暴露均未单独发挥中介作用，假设2与假设3不成立。二者相辅相成，才能发挥中介作用，假设4成立。在三种媒介干预方式中，主动与幼儿交谈并解释屏幕内容的指导性媒介干预与教育类屏幕内容的链式中介效应显著，即养育压力与幼儿自我调节之间的负相关关系与指导性媒介干预、教育类屏幕内容使用频率的减少相关。
此研究结果与前人研究相符。父母面临压力情境时，倾向让幼儿使用屏幕媒体且不加以监管限制(Nikken, 2019)，更无暇再与幼儿一同讨论屏幕中的内容，指导性媒介干预也随之减少。家庭压力模型理论认为，养育压力与支持性教养行为的减少有关(Masarik & Conger, 2017)。相较于“限制性媒介干预”与缺少互动的“媒介共用”，“指导性媒介干预”体现了父母在幼儿屏幕使用中的积极参与，通过提问、讨论和解释等方式与幼儿互动，是一种积极且具回应性的亲子互动形式。然而，高养育压力的父母缺乏积极应对养育挑战的信心，易采取消极逃避的方式，难以实施需要高质量互动的指导性媒介干预(黄泳铭 等, 2024)。而指导性媒介干预又与幼儿高频率使用教育类屏幕内容有关，是发挥屏幕媒体教育意义的重要途径。基于心理距离理论，指导性的亲子互动方式有助于引导幼儿从不同角度思考问题，并有效解决问题(Sigel, 2002)。在成人指导下幼儿能更频繁地使用教育类内容，且能更好地理解和吸收教育信息(Pempek & Lauricella, 2017; Strouse et al., 2013)。因此，指导性媒介干预与教育类屏幕内容相辅相成，前者依托于后者，后者则基于前者的存在而更具价值。相对缺乏的指导性媒介干预与教育类屏幕内容使用频率，使高养育压力家庭的幼儿错失了许多将屏幕媒体教育意义转化为实际能力的机会。而这种机会的缺失与幼儿自我调节能力的滞后发展密切相关，为解释养育压力与幼儿自我调节能力的负相关关系提供了新视角。
本研究未发现限制性媒介干预与教育类屏幕内容使用频率的链式中介作用。这可能是由于限制性干预具有权威性，难以充分发挥屏幕媒体的价值，且过于强制的干预方式可能适得其反，导致幼儿使用更少的教育类内容和更多的非教育类内容(Nathanson, 2002; Yang et al., 2017)。在媒介共用方面，尽管本研究发现养育压力与之存在负相关关系，但在控制人口学变量后，二者关系不显著，这与Bank等人(2012)的研究结果不同。这可能是由于研究聚焦点的差异，Bank等人的研究集中于母亲角色的压力感受，而本研究未区分父母报告的差异性。此外，本研究也并未发现屏幕暴露时长、非教育类屏幕内容使用频率与幼儿自我调节之间的显著关系。前者可能是由于本研究样本群体的屏幕暴露时长集中在2小时以内，而已有研究提出只有当屏幕暴露时长超过2小时才与幼儿自我调节显著相关(Tamana et al., 2019)。关于非教育类屏幕内容使用频率与自我调节之间无显著相关，可能是由于样本量较小且为横断研究设计。未来研究需扩充样本量、收集多时间点数据以深入探究其原因。
本研究存在以下局限。第一，本研究为横断研究，未在多个时间点收取数据，无法有力检验变量间的因果关系。未来研究可采用追踪设计，建立交叉滞后模型，以深入揭示养育压力对幼儿自我调节的影响机制。第二，本研究未探讨父母报告差异性，父母角色差异可能导致对养育压力感知不同，未来需考虑性别差异对影响机制的影响。第三，本研究仅将人口学变量作为控制变量，未探究其调节作用。未来研究可考察性别、家庭结构、子女数量等因素的调节效应，以深化对不同群体中变量关系的理解。
5 结论
本研究通过对431名2～7岁幼儿及其家长进行问卷调查，得出以下结论：(1)父母养育压力与幼儿自我调节、父母媒介干预显著负相关，而父母媒介干预与幼儿自我调节显著正相关；(2)教育类屏幕内容与幼儿自我调节呈显著正相关；(3)指导性媒介干预与教育类屏幕内容在养育压力与幼儿自我调节之间的链式中介效应显著。