家庭环境和教师支持对中学生学业拖延的影响：基本心理需求满足与心理资本的链式中介作用*

曾玲娟 江丽晶 彭 叶

(1 南宁师范大学教育科学学院，南宁 530299) (2 湖南省残疾人康复研究中心，长沙 410300)

1 引言

学业拖延是指在学习过程中，学生的学业任务计划和执行之间存在差距，表现为不合理利用时间而不及时完成或匆忙完成学习任务的一种非理性行为（左艳梅, 2010），在中学生群体中普遍存在（陈贵 等, 2012）。学业拖延易导致学习者学业成绩下降（李瑛, 崔树军, 2017），产生焦虑、内疚、自责等消极情绪（Kim & Seo, 2015）。“双减”政策落地推进过程中，如何引导学生减少学业拖延、提高学习质量给家长和教师带来了更大的挑战（马开剑 等, 2021）。

1.1 家庭环境、教师支持与学业拖延

生态系统理论认为家庭环境是个体发展最持久和最重要的系统（Bronfenbrenner, 1992）。父母作为家庭教育中的主要执行者，其言行举止直接影响学生学习习惯和品质的养成（孙小坚 等,2021）。研究发现，父母教养方式与中学生学业拖延具有显著相关（杨青松 等, 2017），父母的关怀和温暖能降低孩子的学业拖延，父母控制、拒绝和惩罚则加重学业拖延（郑治国 等, 2018）。此外，隐性家庭环境因素如父母文化程度（雷晓梅等, 2019）、家庭教育模式（Pinxten et al., 2019）、婚姻状况（Piñeiro et al., 2019）均能显著影响孩子的学业情况。

中学生的微观系统主要存在于学校和家庭环境中（陈英敏 等, 2019），关于学生学业的影响因素，除家庭环境外，学校环境中的教师支持也是重要因素。教师支持是指在学习活动中，教师为学习者提供行为、策略、情感的支持和帮助，包括自主支持、情感支持和认知支持三个核心成分（柴晓运 等, 2011; 刘斌 等, 2017）。研究发现，当学生感知到教师的自主支持时，会表现出更多的学习兴趣，得到学校生活的愉悦体验，在学习上有更高的努力和坚持性（Jang et al., 2010），教师支持可促进学生学习动机的内化（罗云 等, 2014），减少拖延行为。

Epstein 和Sanders（2006）基于生态系统理论和社会资本理论提出了重叠领域理论，强调家校协同在孩子教育、成长等方面发挥累积作用，认为当家庭、学校协同支持学生的学习和发展时，学生会获得更大程度的成功。因此，有必要整合家庭环境与教师支持两方面因素来研究对中学生学业拖延的影响及其内部作用机制。

1.2 基本心理需求满足的中介作用

自我决定理论认为，个体天生具有自我发展和完善倾向，自主性、胜任和归属这三种基本心理需求是个体健康成长与功能发挥的必需营养，在社会环境与个体互动中起中介作用（Ryan & Deci,2017），支持性的环境能够通过满足个体的基本心理需要（邓林园 等, 2020）激发学生学习的内部动机，促进主动管理并负责相应学习任务（Ryan &Deci, 2000）。实证研究也发现，基本心理需求满足在家庭环境与学习投入（谭诤 等, 2021）、学业倦怠（张俊, 高丙成, 2019）间起部分或完全中介作用。因此，本研究提出假设H1：基本心理需求满足在家庭环境对中学生学业拖延的影响中起中介作用。

此外，基本心理需求满足也可以在教师支持与学业倦怠（罗云 等, 2014）、学习内部动机（邢强 等, 2021）之间起部分或完全中介作用。因此，结合自我决定理论，本研究提出假设H2：基本心理需求满足在教师支持对学业拖延的影响中起中介作用。

1.3 心理资本的中介作用

社会认知论认为，环境因素要通过个体的内部因素才能作用于行为（Bandura, 1977）。资源保存理论也认为，个体会不断争取和保持对自己有价值的个人资源，并利用这些资源帮助自身应对并处理各种问题（如学业拖延）（Hobfoll, 2002）。心理资本是个体在成长中逐渐形成的一种积极心理能量与内部资源，教师支持和家庭环境作为环境因素，将学业拖延视为个体行为，可以推测心理资本为本研究的另一个中介变量。研究发现，家庭环境中的亲密感和知识性维度能显著预测中学生的自我效能感（张芸芸, 2010）。作为心理资本的重要维度，学生自我效能感越强，学习态度就越积极（石雷山 等, 2013）。另外，心理资本在教师支持和学业投入之间起部分中介作用（陈凤至, 卢小陶, 2021）。基于此，本研究提出以下假设。假设H3：心理资本在家庭环境与学业拖延之间起中介作用。假设H4：心理资本在教师支持与学业拖延之间起中介作用。

1.4 基本心理需求满足与心理资本的链式中介作用

基本心理需求满足能正向预测心理资本（Carmona-Halty et al., 2019）。结合生态系统理论（Bronfenbrenner, 1992）可知，当处在有益、支持性的家庭及学校环境中时，学生的基本心理需求较能得到满足，他们会体验到更多的希望、效能、复原力和乐观（即积极心理资本），进而提高其学习自主性（Carmona-Halty et al., 2019）。根据资源保存理论（Hobfoll, 2002）和积极情绪拓展-建构理论（Fredrickson, 1998），个体将努力根据外部环境资源（如家庭环境和教师支持）来构建和积累内部心理资源，以维护和促进自身进步。因此，本研究提出以下假设。假设H5：基本心理需求满足和心理资本在家庭环境与学业拖延之间起链式中介作用。假设H6：基本心理需求满足和心理资本在教师支持与学业拖延之间起链式中介作用。

综上所述，本研究在已有研究成果和研究理论的基础上，探究家庭环境和教师支持对中学生学业拖延的影响机制，假设模型如图1 所示。

图1 假设模型图

2 研究方法

2.1 被试

采用整群抽样方式，在3 所中学（完中、高中、初中各1 所）选取初中生和高中生共781名为研究对象，剔除作答不完整等无效问卷后，最终回收有效问卷740 份，有效率为94.75%。其中，男生304名，女生436名；独生子女256名，非独生子女484名；初中生360名（初一137名、初二109名、初三114名），高中生380名（高一160名、高二158名、高三62名）。

2.2 研究工具

2.2.1 中学生家庭环境问卷

采用陈晖（2009）编制的中学生家庭环境问卷，共28 题，分为和睦性、亲密性、沟通性、文化性、修养性、民主性共6个维度。采用5 点计分，得分越高表示家庭环境越好。本研究中该问卷的Cronbach’s α 系数为0.91，验证性因素分析显示：χ2/d f=2.9 1，G F I=0.9 2，C F I=0.9 2，RMSEA=0.05。本研究中该问卷具有良好的信效度。

2.2.2 学生感知教师支持行为问卷

采用欧阳丹（2005）编制的学生感知教师支持行为问卷，共19 题，分为学习支持、情感支持和能力支持3个维度。采用6 点计分，得分越高，说明学生感知教师支持行为越高。本研究中该问卷的Cronbach’s α 系数为0.90，验证性因素分析显示：χ2/df=4.37，GFI=0.92，CFI=0.91，RMSEA=0.07。本研究中该问卷具有良好的信效度。

2.2.3 基本心理需求量表

采用刘俊升等人（2013）修订的基本心理需求量表，共21 题，分为自主性需求、胜任需求和归属需求3个维度。采用7 点计分，得分越高，说明基本心理需求满足程度越高。本研究中该问卷的Cronbach’s α 系数为0.84，验证性因素分析显示：χ2/df=3.36，GFI=0.93，CFI=0.90，RMSEA=0.06。本研究中该问卷具有良好的信效度。

2.2.4 积极心理资本问卷

采用张阔等人（2010）编制的积极心理资本问卷，共26 题，分为自我效能、韧性、希望、乐观4个维度。采用7 点计分，得分越高，表明构建的心理资本越积极。本研究中该问卷的Cronbach’s α 系数为0.91，验证性因素分析显示：χ2/df=3.51，GFI=0.91，CFI=0.90，RMSEA=0.06。本研究中该问卷具有良好的信效度。

2.2.5 中学生学业拖延问卷

采用左艳梅（2010）编制的中学生学业拖延问卷，共17 题，分为延迟计划、延迟执行、延迟补救、延迟总结4个维度。采用5 点计分。该量表是一个整体的负向计分量表，得分越高，学业拖延程度越低。本研究中该问卷的Cronbach’s α 系数为0.90，验证性因素分析显示：χ2/df=4.02，GFI=0.93，CFI=0.93，RMSEA=0.06。本研究中该问卷具有良好的信效度。

2.3 数据处理与分析

采用SPSS22.0 进行描述性统计和相关分析；使用Amos24.0 建立结构方程模型进行链式中介效应检验。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

由于研究数据均来自被试自我报告，为控制研究的共同方法偏差，采用Harman 单因素检验进行统计分析。结果显示，特征根大于1 的因子共有23个，第一个因子的变异解释率为19.67%，小于临界值40%，说明本研究不存在明显的共同方法偏差（熊红星 等, 2012）。

3.2 描述统计与相关分析

各变量的描述性统计与相关分析见表1。结果显示，家庭环境、教师支持、基本心理需求满足、心理资本与学业拖延两两之间具有显著正相关（其中，学业拖延得分越高，表示被试学业拖延程度越低），相关系数在0.35～0.73 之间，为假设检验奠定了基础。

表1 变量的描述性统计与相关分析

3.3 基本心理需求满足与积极心理资本的链式中介效应检验

3.3.1 路径分析

依据研究假设构建结构方程模型，具体参数结果见图2。该模型拟合指标为：χ2=733.40，df=156，p＜0.001，χ2/df=4.70，GFI=0.90，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.07。指标均达到模型适配标准（吴明隆, 2010），表明该模型拟合指数良好。

测量模型结果显示：家庭环境上的因子载荷为0.30～0.92，教师支持上的因子载荷为0.76～0.87，基本心理需求满足上的因子载荷为0.70～0.78，心理资本上的因子载荷为0.72～0.82，学业拖延上的因子载荷为0.55～0.81。所有的载荷值均在0.3 及以上，且均达到0.001 水平上的显著性，表明这些因子均能较好地表征所需测量的各个潜在特征（吴明隆, 2010）。

图2 呈现了结构方程模型中各个变量之间路径的预测值及其显著性情况：（1）家庭环境可以显著预测基本心理需求满足（β=0.30,p＜0.001）和学业拖延（β=0.17,p＜0.001）；（2）教师支持可以显著预测基本心理需求满足（β=0.50,p＜0.001）和学业拖延（β=0.23,p＜0.001）；（3）基本心理需求满足可以显著预测心理资本（β=0.81,p＜0.001）；（4）心理资本可以显著预测学业拖延（β=0.65,p＜0.001）；（5）其余路径不具有显著预测性。这一结果提示，以基本心理需求满足和心理资本为链式中介的路径成立，但分别以基本心理需求满足、心理资本为单一中介的路径可能不成立。

图2 结构方程模型

为深入探究已成立的三条指向学业拖延的标准化路径系数之间的差异，检验其两两之间的系数差值显著性，结果见表2：心理资本对学业拖延的作用显著高于家庭环境（95%CI[0.16, 0.71],p＜0.01），心理资本对学业拖延的作用显著高于教师支持（95%CI[0.23, 0.76],p＜0.001）；而家庭环境与教师支持对学业拖延的作用无显著差异（95%CI[-0.11, 0.20],p＞0.05）。

表2 学业拖延的影响因素效应值显著性比较

3.3.2 链式中介效应检验

为进一步检验可能存在的中介效应，采用偏差校正百分位Bootstrap 法，设置迭代次数为5000，如果平均路径系数95%的置信区间不包含0，效应值显著；如果包含0，则不显著（温忠麟,叶宝娟, 2014）。结果显示（见表3），在总效应上，家庭环境、教师支持对学业拖延的总效应值分别为0.28、0.44，95%CI 分别为[0.20, 0.36]、[0.36, 0.52]，总效应值显著。加入了两个中介变量后，家庭环境和教师支持仍然能直接地显著预测学业拖延，直接效应值分别为0.17、0.23。但分别以基本心理需求满足、心理资本为单一中介的4 条路径（ind1-1、ind1-2、ind2-1、ind2-2）的95%置信区间包含0，均不显著。以家庭环境、教师支持为自变量的链式中介路径成立，链式中介效应值分别为0.16、0.27，占总效应比值分别为57.14%、61.36%。

表3 链式中介模型的效应分解表

4 讨论

4.1 个体心理资本比家庭环境和教师支持更能预测学业拖延

本研究结果发现，家庭环境和教师支持均对学业拖延有显著性影响，其中教师支持对学业拖延的预测作用略大于家庭环境，但并未达到显著差异，说明教师支持和家庭环境对学生学业拖延的影响力相当，与前人的研究中把对学生学习投入（李维, 2021）、学习倦怠（张俊, 高丙成,2019）等的影响更多归因于教师因素的结果并不一致。可能的原因是，学业拖延的影响机制比学习投入、学习倦怠等的影响机制更为复杂，且以往研究并未进行效应值的差异检验。本研究还发现，心理资本对学业拖延的预测作用比家庭环境和教师支持都大，说明学生自身积极心理资本的建构更加重要。学生的学业发展更多依赖于内部心理资本发挥的作用，促使他们在面对逆境时能去克服困难，以更积极的态度在学业上投入精力与时间，及时、主动地完成学习任务。

4.2 基本心理需求满足不能直接预测学业拖延

本研究并未发现基本心理需求满足在家庭环境/教师支持与学业拖延之间的中介作用，基本心理需求满足不能直接显著预测学业拖延。其中一个可能的原因是中学生学习动机的特殊性与学业的复杂性。根据驱力理论（岑国桢, 1994），基本心理需求满足属于内驱力，能促进外部动机向内部动机转化，从而可能产生相应的行为。但中学生的外在动机内化整体发展水平一般，以认同调节为主（刘艳, 2011），即学生认识到学习的重要性，并将学习纳入自我决定的一部分，但只是将这种行为的价值与自身兴趣进行整合并作为自我的一个独立部分保留（即个体的自主性需求满足），并没有将其内化整合到自我中去，与自我中的其他部分仍然是相互分离的（王思, 2015），故难以直接驱动行为去减少学业拖延。有研究也发现，基本心理需求的满足会影响内在动机，而内在动机又与更主动或被动的学习行为有关，强调了内在动机的中介作用（Pelikan et al., 2021）。故单纯通过满足个体基本心理需求不能直接影响学业拖延。

4.3 家庭环境/教师支持对心理资本并非直接预测

本研究并未发现心理资本在家庭环境/教师支持与学业拖延之间的中介作用，更准确地说是家庭环境/教师支持不能直接地显著预测心理资本。中学生所处的家庭-学校联合的微观系统对于其积极心理资本的构建与积累并非是直接形成的，研究也发现支持性的环境会完全通过影响初中生的自尊、心理一致性体验和认知评价方式来间接影响其内部心理资源的构建，而并非直接影响（高晓彩 等, 2019）。心理韧性动态模型表明，学生获得良好的外部资源后会促成其内部资源的养成（王秋英 等, 2020）。也有研究者基于社会资本理论发现，不同家庭、学校、社区等环境会给孩子提供不同的社会资本，进而对于构建其心理资本产生不同的影响（Tang & Zhao, 2020）。

4.4 基本心理需求满足与心理资本的链式中介作用

结构方程模型显示，基本心理需求满足与心理资本在家庭环境/教师支持与学业拖延之间起链式中介作用，验证了研究假设H5、H6。即家庭环境和教师支持满足了中学生的基本心理需求，在一定程度上推动了其积极心理资本的构建，从而促进学习主动性与及时性，减少学业拖延。以往研究也证明了在养育子女过程中，基本心理需求的满足是提升孩子心理资本的重要因素（Ataee &Bagheri, 2019）。教师支持也能为学生创造一种有益的教育环境以满足学生的心理需求（Rahmadani et al., 2019），进而发展其心理资本以推动自主学习（Sava et al., 2020）。总之，良好的家庭环境与教师支持均能够通过满足学生的基本心理需求，进而构建心理资本，减少学业拖延。

4.5 实践意义与研究局限

本研究对于家庭教育和学校教育协同改善中学生学业拖延具有重要启示。首先，教师支持要发挥对中学生学业发展的主导性作用，良好的家校合作能够充分促进学生的学习动力（白学军 等,2022）。父母应当配合学校教育构建积极、文明、和谐的家庭环境，以满足中学生的基本心理需求并提升心理资本，提高其学习主动性和及时性。其次，重视多种方式来构建学生的积极心理资本，形成正向、积极的学习态度。最后，学校教育的“共性”与家庭教育的“个性”之间的优势互补、互利共赢促进学生学习习惯的养成。

本研究仍存在以下局限。首先，模型构建的结果显示基本心理需求满足与心理资本并不能起到单一中介作用，未来可进一步探究其与其他变量的内部作用关系。其次，中学生学业行为受诸多因素影响，本研究仅从家庭和教师两方面探讨了学业拖延发生的内部机制，未来还可以纳入同伴关系、社区环境等变量进行更为全面的探讨。

5 结论

家庭环境、教师支持和心理资本均对学业拖延有显著影响；家庭环境和教师支持对学业拖延的影响力相当，而个体心理资本的影响作用力更大；家庭环境和教师支持还能通过基本心理需求满足与心理资本的部分链式中介作用来影响学业拖延。