曾玲娟 江麗晶 彭 葉

(1 南寧師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，南寧 530299) (2 湖南省殘疾人康復(fù)研究中心，長沙 410300)

1 引言

學(xué)業(yè)拖延是指在學(xué)習(xí)過程中，學(xué)生的學(xué)業(yè)任務(wù)計(jì)劃和執(zhí)行之間存在差距，表現(xiàn)為不合理利用時(shí)間而不及時(shí)完成或匆忙完成學(xué)習(xí)任務(wù)的一種非理性行為（左艷梅, 2010），在中學(xué)生群體中普遍存在（陳貴 等, 2012）。學(xué)業(yè)拖延易導(dǎo)致學(xué)習(xí)者學(xué)業(yè)成績下降（李瑛, 崔樹軍, 2017），產(chǎn)生焦慮、內(nèi)疚、自責(zé)等消極情緒（Kim & Seo, 2015）。“雙減”政策落地推進(jìn)過程中，如何引導(dǎo)學(xué)生減少學(xué)業(yè)拖延、提高學(xué)習(xí)質(zhì)量給家長和教師帶來了更大的挑戰(zhàn)（馬開劍 等, 2021）。

1.1 家庭環(huán)境、教師支持與學(xué)業(yè)拖延

生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為家庭環(huán)境是個(gè)體發(fā)展最持久和最重要的系統(tǒng)（Bronfenbrenner, 1992）。父母作為家庭教育中的主要執(zhí)行者，其言行舉止直接影響學(xué)生學(xué)習(xí)習(xí)慣和品質(zhì)的養(yǎng)成（孫小堅(jiān) 等,2021）。研究發(fā)現(xiàn)，父母教養(yǎng)方式與中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延具有顯著相關(guān)（楊青松 等, 2017），父母的關(guān)懷和溫暖能降低孩子的學(xué)業(yè)拖延，父母控制、拒絕和懲罰則加重學(xué)業(yè)拖延（鄭治國 等, 2018）。此外，隱性家庭環(huán)境因素如父母文化程度（雷曉梅等, 2019）、家庭教育模式（Pinxten et al., 2019）、婚姻狀況（Pi?eiro et al., 2019）均能顯著影響孩子的學(xué)業(yè)情況。

中學(xué)生的微觀系統(tǒng)主要存在于學(xué)校和家庭環(huán)境中（陳英敏 等, 2019），關(guān)于學(xué)生學(xué)業(yè)的影響因素，除家庭環(huán)境外，學(xué)校環(huán)境中的教師支持也是重要因素。教師支持是指在學(xué)習(xí)活動(dòng)中，教師為學(xué)習(xí)者提供行為、策略、情感的支持和幫助，包括自主支持、情感支持和認(rèn)知支持三個(gè)核心成分（柴曉運(yùn) 等, 2011; 劉斌 等, 2017）。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)學(xué)生感知到教師的自主支持時(shí)，會(huì)表現(xiàn)出更多的學(xué)習(xí)興趣，得到學(xué)校生活的愉悅體驗(yàn)，在學(xué)習(xí)上有更高的努力和堅(jiān)持性（Jang et al., 2010），教師支持可促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的內(nèi)化（羅云 等, 2014），減少拖延行為。

Epstein 和Sanders（2006）基于生態(tài)系統(tǒng)理論和社會(huì)資本理論提出了重疊領(lǐng)域理論，強(qiáng)調(diào)家校協(xié)同在孩子教育、成長等方面發(fā)揮累積作用，認(rèn)為當(dāng)家庭、學(xué)校協(xié)同支持學(xué)生的學(xué)習(xí)和發(fā)展時(shí)，學(xué)生會(huì)獲得更大程度的成功。因此，有必要整合家庭環(huán)境與教師支持兩方面因素來研究對(duì)中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的影響及其內(nèi)部作用機(jī)制。

1.2 基本心理需求滿足的中介作用

自我決定理論認(rèn)為，個(gè)體天生具有自我發(fā)展和完善傾向，自主性、勝任和歸屬這三種基本心理需求是個(gè)體健康成長與功能發(fā)揮的必需營養(yǎng)，在社會(huì)環(huán)境與個(gè)體互動(dòng)中起中介作用（Ryan & Deci,2017），支持性的環(huán)境能夠通過滿足個(gè)體的基本心理需要（鄧林園 等, 2020）激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，促進(jìn)主動(dòng)管理并負(fù)責(zé)相應(yīng)學(xué)習(xí)任務(wù)（Ryan &Deci, 2000）。實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，基本心理需求滿足在家庭環(huán)境與學(xué)習(xí)投入（譚諍 等, 2021）、學(xué)業(yè)倦?。◤埧? 高丙成, 2019）間起部分或完全中介作用。因此，本研究提出假設(shè)H1：基本心理需求滿足在家庭環(huán)境對(duì)中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的影響中起中介作用。

此外，基本心理需求滿足也可以在教師支持與學(xué)業(yè)倦?。_云 等, 2014）、學(xué)習(xí)內(nèi)部動(dòng)機(jī)（邢強(qiáng) 等, 2021）之間起部分或完全中介作用。因此，結(jié)合自我決定理論，本研究提出假設(shè)H2：基本心理需求滿足在教師支持對(duì)學(xué)業(yè)拖延的影響中起中介作用。

1.3 心理資本的中介作用

社會(huì)認(rèn)知論認(rèn)為，環(huán)境因素要通過個(gè)體的內(nèi)部因素才能作用于行為（Bandura, 1977）。資源保存理論也認(rèn)為，個(gè)體會(huì)不斷爭(zhēng)取和保持對(duì)自己有價(jià)值的個(gè)人資源，并利用這些資源幫助自身應(yīng)對(duì)并處理各種問題（如學(xué)業(yè)拖延）（Hobfoll, 2002）。心理資本是個(gè)體在成長中逐漸形成的一種積極心理能量與內(nèi)部資源，教師支持和家庭環(huán)境作為環(huán)境因素，將學(xué)業(yè)拖延視為個(gè)體行為，可以推測(cè)心理資本為本研究的另一個(gè)中介變量。研究發(fā)現(xiàn)，家庭環(huán)境中的親密感和知識(shí)性維度能顯著預(yù)測(cè)中學(xué)生的自我效能感（張蕓蕓, 2010）。作為心理資本的重要維度，學(xué)生自我效能感越強(qiáng)，學(xué)習(xí)態(tài)度就越積極（石雷山 等, 2013）。另外，心理資本在教師支持和學(xué)業(yè)投入之間起部分中介作用（陳鳳至, 盧小陶, 2021）。基于此，本研究提出以下假設(shè)。假設(shè)H3：心理資本在家庭環(huán)境與學(xué)業(yè)拖延之間起中介作用。假設(shè)H4：心理資本在教師支持與學(xué)業(yè)拖延之間起中介作用。

1.4 基本心理需求滿足與心理資本的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

基本心理需求滿足能正向預(yù)測(cè)心理資本（Carmona-Halty et al., 2019）。結(jié)合生態(tài)系統(tǒng)理論（Bronfenbrenner, 1992）可知，當(dāng)處在有益、支持性的家庭及學(xué)校環(huán)境中時(shí)，學(xué)生的基本心理需求較能得到滿足，他們會(huì)體驗(yàn)到更多的希望、效能、復(fù)原力和樂觀（即積極心理資本），進(jìn)而提高其學(xué)習(xí)自主性（Carmona-Halty et al., 2019）。根據(jù)資源保存理論（Hobfoll, 2002）和積極情緒拓展-建構(gòu)理論（Fredrickson, 1998），個(gè)體將努力根據(jù)外部環(huán)境資源（如家庭環(huán)境和教師支持）來構(gòu)建和積累內(nèi)部心理資源，以維護(hù)和促進(jìn)自身進(jìn)步。因此，本研究提出以下假設(shè)。假設(shè)H5：基本心理需求滿足和心理資本在家庭環(huán)境與學(xué)業(yè)拖延之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。假設(shè)H6：基本心理需求滿足和心理資本在教師支持與學(xué)業(yè)拖延之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜上所述，本研究在已有研究成果和研究理論的基礎(chǔ)上，探究家庭環(huán)境和教師支持對(duì)中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的影響機(jī)制，假設(shè)模型如圖1 所示。

圖1 假設(shè)模型圖

2 研究方法

2.1 被試

采用整群抽樣方式，在3 所中學(xué)（完中、高中、初中各1 所）選取初中生和高中生共781名為研究對(duì)象，剔除作答不完整等無效問卷后，最終回收有效問卷740 份，有效率為94.75%。其中，男生304名，女生436名；獨(dú)生子女256名，非獨(dú)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 中學(xué)生家庭環(huán)境問卷

采用陳暉（2009）編制的中學(xué)生家庭環(huán)境問卷，共28 題，分為和睦性、親密性、溝通性、文化性、修養(yǎng)性、民主性共6個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分，得分越高表示家庭環(huán)境越好。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91，驗(yàn)證性因素分析顯示：χ2/d f=2.9 1，G F I=0.9 2，C F I=0.9 2，RMSEA=0.05。本研究中該問卷具有良好的信效度。

2.2.2 學(xué)生感知教師支持行為問卷

采用歐陽丹（2005）編制的學(xué)生感知教師支持行為問卷，共19 題，分為學(xué)習(xí)支持、情感支持和能力支持3個(gè)維度。采用6 點(diǎn)計(jì)分，得分越高，說明學(xué)生感知教師支持行為越高。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90，驗(yàn)證性因素分析顯示：χ2/df=4.37，GFI=0.92，CFI=0.91，RMSEA=0.07。本研究中該問卷具有良好的信效度。

2.2.3 基本心理需求量表

采用劉俊升等人（2013）修訂的基本心理需求量表，共21 題，分為自主性需求、勝任需求和歸屬需求3個(gè)維度。采用7 點(diǎn)計(jì)分，得分越高，說明基本心理需求滿足程度越高。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.84，驗(yàn)證性因素分析顯示：χ2/df=3.36，GFI=0.93，CFI=0.90，RMSEA=0.06。本研究中該問卷具有良好的信效度。

2.2.4 積極心理資本問卷

采用張闊等人（2010）編制的積極心理資本問卷，共26 題，分為自我效能、韌性、希望、樂觀4個(gè)維度。采用7 點(diǎn)計(jì)分，得分越高，表明構(gòu)建的心理資本越積極。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91，驗(yàn)證性因素分析顯示：χ2/df=3.51，GFI=0.91，CFI=0.90，RMSEA=0.06。本研究中該問卷具有良好的信效度。

2.2.5 中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延問卷

采用左艷梅（2010）編制的中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延問卷，共17 題，分為延遲計(jì)劃、延遲執(zhí)行、延遲補(bǔ)救、延遲總結(jié)4個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分。該量表是一個(gè)整體的負(fù)向計(jì)分量表，得分越高，學(xué)業(yè)拖延程度越低。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90，驗(yàn)證性因素分析顯示：χ2/df=4.02，GFI=0.93，CFI=0.93，RMSEA=0.06。本研究中該問卷具有良好的信效度。

2.3 數(shù)據(jù)處理與分析

采用SPSS22.0 進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析；使用Amos24.0 建立結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于研究數(shù)據(jù)均來自被試自我報(bào)告，為控制研究的共同方法偏差，采用Harman 單因素檢驗(yàn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。結(jié)果顯示，特征根大于1 的因子共有23個(gè)，第一個(gè)因子的變異解釋率為19.67%，小于臨界值40%，說明本研究不存在明顯的共同方法偏差（熊紅星 等, 2012）。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析見表1。結(jié)果顯示，家庭環(huán)境、教師支持、基本心理需求滿足、心理資本與學(xué)業(yè)拖延兩兩之間具有顯著正相關(guān)（其中，學(xué)業(yè)拖延得分越高，表示被試學(xué)業(yè)拖延程度越低），相關(guān)系數(shù)在0.35～0.73 之間，為假設(shè)檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

3.3 基本心理需求滿足與積極心理資本的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)

3.3.1 路徑分析

依據(jù)研究假設(shè)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，具體參數(shù)結(jié)果見圖2。該模型擬合指標(biāo)為：χ2=733.40，df=156，p＜0.001，χ2/df=4.70，GFI=0.90，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.07。指標(biāo)均達(dá)到模型適配標(biāo)準(zhǔn)（吳明隆, 2010），表明該模型擬合指數(shù)良好。

測(cè)量模型結(jié)果顯示：家庭環(huán)境上的因子載荷為0.30～0.92，教師支持上的因子載荷為0.76～0.87，基本心理需求滿足上的因子載荷為0.70～0.78，心理資本上的因子載荷為0.72～0.82，學(xué)業(yè)拖延上的因子載荷為0.55～0.81。所有的載荷值均在0.3 及以上，且均達(dá)到0.001 水平上的顯著性，表明這些因子均能較好地表征所需測(cè)量的各個(gè)潛在特征（吳明隆, 2010）。

圖2 呈現(xiàn)了結(jié)構(gòu)方程模型中各個(gè)變量之間路徑的預(yù)測(cè)值及其顯著性情況：（1）家庭環(huán)境可以顯著預(yù)測(cè)基本心理需求滿足（β=0.30,p＜0.001）和學(xué)業(yè)拖延（β=0.17,p＜0.001）；（2）教師支持可以顯著預(yù)測(cè)基本心理需求滿足（β=0.50,p＜0.001）和學(xué)業(yè)拖延（β=0.23,p＜0.001）；（3）基本心理需求滿足可以顯著預(yù)測(cè)心理資本（β=0.81,p＜0.001）；（4）心理資本可以顯著預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)拖延（β=0.65,p＜0.001）；（5）其余路徑不具有顯著預(yù)測(cè)性。這一結(jié)果提示，以基本心理需求滿足和心理資本為鏈?zhǔn)街薪榈穆窂匠闪?，但分別以基本心理需求滿足、心理資本為單一中介的路徑可能不成立。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型

為深入探究已成立的三條指向?qū)W業(yè)拖延的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)之間的差異，檢驗(yàn)其兩兩之間的系數(shù)差值顯著性，結(jié)果見表2：心理資本對(duì)學(xué)業(yè)拖延的作用顯著高于家庭環(huán)境（95%CI[0.16, 0.71],p＜0.01），心理資本對(duì)學(xué)業(yè)拖延的作用顯著高于教師支持（95%CI[0.23, 0.76],p＜0.001）；而家庭環(huán)境與教師支持對(duì)學(xué)業(yè)拖延的作用無顯著差異（95%CI[-0.11, 0.20],p＞0.05）。

表2 學(xué)業(yè)拖延的影響因素效應(yīng)值顯著性比較

3.3.2 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)可能存在的中介效應(yīng)，采用偏差校正百分位Bootstrap 法，設(shè)置迭代次數(shù)為5000，如果平均路徑系數(shù)95%的置信區(qū)間不包含0，效應(yīng)值顯著；如果包含0，則不顯著（溫忠麟,葉寶娟, 2014）。結(jié)果顯示（見表3），在總效應(yīng)上，家庭環(huán)境、教師支持對(duì)學(xué)業(yè)拖延的總效應(yīng)值分別為0.28、0.44，95%CI 分別為[0.20, 0.36]、[0.36, 0.52]，總效應(yīng)值顯著。加入了兩個(gè)中介變量后，家庭環(huán)境和教師支持仍然能直接地顯著預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)拖延，直接效應(yīng)值分別為0.17、0.23。但分別以基本心理需求滿足、心理資本為單一中介的4 條路徑（ind1-1、ind1-2、ind2-1、ind2-2）的95%置信區(qū)間包含0，均不顯著。以家庭環(huán)境、教師支持為自變量的鏈?zhǔn)街薪槁窂匠闪ⅲ準(zhǔn)街薪樾?yīng)值分別為0.16、0.27，占總效應(yīng)比值分別為57.14%、61.36%。

表3 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷男?yīng)分解表

4 討論

4.1 個(gè)體心理資本比家庭環(huán)境和教師支持更能預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)拖延

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭環(huán)境和教師支持均對(duì)學(xué)業(yè)拖延有顯著性影響，其中教師支持對(duì)學(xué)業(yè)拖延的預(yù)測(cè)作用略大于家庭環(huán)境，但并未達(dá)到顯著差異，說明教師支持和家庭環(huán)境對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的影響力相當(dāng)，與前人的研究中把對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入（李維, 2021）、學(xué)習(xí)倦?。◤埧? 高丙成,2019）等的影響更多歸因于教師因素的結(jié)果并不一致。可能的原因是，學(xué)業(yè)拖延的影響機(jī)制比學(xué)習(xí)投入、學(xué)習(xí)倦怠等的影響機(jī)制更為復(fù)雜，且以往研究并未進(jìn)行效應(yīng)值的差異檢驗(yàn)。本研究還發(fā)現(xiàn)，心理資本對(duì)學(xué)業(yè)拖延的預(yù)測(cè)作用比家庭環(huán)境和教師支持都大，說明學(xué)生自身積極心理資本的建構(gòu)更加重要。學(xué)生的學(xué)業(yè)發(fā)展更多依賴于內(nèi)部心理資本發(fā)揮的作用，促使他們?cè)诿鎸?duì)逆境時(shí)能去克服困難，以更積極的態(tài)度在學(xué)業(yè)上投入精力與時(shí)間，及時(shí)、主動(dòng)地完成學(xué)習(xí)任務(wù)。

4.2 基本心理需求滿足不能直接預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)拖延

本研究并未發(fā)現(xiàn)基本心理需求滿足在家庭環(huán)境/教師支持與學(xué)業(yè)拖延之間的中介作用，基本心理需求滿足不能直接顯著預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)拖延。其中一個(gè)可能的原因是中學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的特殊性與學(xué)業(yè)的復(fù)雜性。根據(jù)驅(qū)力理論（岑國楨, 1994），基本心理需求滿足屬于內(nèi)驅(qū)力，能促進(jìn)外部動(dòng)機(jī)向內(nèi)部動(dòng)機(jī)轉(zhuǎn)化，從而可能產(chǎn)生相應(yīng)的行為。但中學(xué)生的外在動(dòng)機(jī)內(nèi)化整體發(fā)展水平一般，以認(rèn)同調(diào)節(jié)為主（劉艷, 2011），即學(xué)生認(rèn)識(shí)到學(xué)習(xí)的重要性，并將學(xué)習(xí)納入自我決定的一部分，但只是將這種行為的價(jià)值與自身興趣進(jìn)行整合并作為自我的一個(gè)獨(dú)立部分保留（即個(gè)體的自主性需求滿足），并沒有將其內(nèi)化整合到自我中去，與自我中的其他部分仍然是相互分離的（王思, 2015），故難以直接驅(qū)動(dòng)行為去減少學(xué)業(yè)拖延。有研究也發(fā)現(xiàn)，基本心理需求的滿足會(huì)影響內(nèi)在動(dòng)機(jī)，而內(nèi)在動(dòng)機(jī)又與更主動(dòng)或被動(dòng)的學(xué)習(xí)行為有關(guān)，強(qiáng)調(diào)了內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介作用（Pelikan et al., 2021）。故單純通過滿足個(gè)體基本心理需求不能直接影響學(xué)業(yè)拖延。

4.3 家庭環(huán)境/教師支持對(duì)心理資本并非直接預(yù)測(cè)

本研究并未發(fā)現(xiàn)心理資本在家庭環(huán)境/教師支持與學(xué)業(yè)拖延之間的中介作用，更準(zhǔn)確地說是家庭環(huán)境/教師支持不能直接地顯著預(yù)測(cè)心理資本。中學(xué)生所處的家庭-學(xué)校聯(lián)合的微觀系統(tǒng)對(duì)于其積極心理資本的構(gòu)建與積累并非是直接形成的，研究也發(fā)現(xiàn)支持性的環(huán)境會(huì)完全通過影響初中生的自尊、心理一致性體驗(yàn)和認(rèn)知評(píng)價(jià)方式來間接影響其內(nèi)部心理資源的構(gòu)建，而并非直接影響（高曉彩 等, 2019）。心理韌性動(dòng)態(tài)模型表明，學(xué)生獲得良好的外部資源后會(huì)促成其內(nèi)部資源的養(yǎng)成（王秋英 等, 2020）。也有研究者基于社會(huì)資本理論發(fā)現(xiàn)，不同家庭、學(xué)校、社區(qū)等環(huán)境會(huì)給孩子提供不同的社會(huì)資本，進(jìn)而對(duì)于構(gòu)建其心理資本產(chǎn)生不同的影響（Tang & Zhao, 2020）。

4.4 基本心理需求滿足與心理資本的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

結(jié)構(gòu)方程模型顯示，基本心理需求滿足與心理資本在家庭環(huán)境/教師支持與學(xué)業(yè)拖延之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，?yàn)證了研究假設(shè)H5、H6。即家庭環(huán)境和教師支持滿足了中學(xué)生的基本心理需求，在一定程度上推動(dòng)了其積極心理資本的構(gòu)建，從而促進(jìn)學(xué)習(xí)主動(dòng)性與及時(shí)性，減少學(xué)業(yè)拖延。以往研究也證明了在養(yǎng)育子女過程中，基本心理需求的滿足是提升孩子心理資本的重要因素（Ataee &Bagheri, 2019）。教師支持也能為學(xué)生創(chuàng)造一種有益的教育環(huán)境以滿足學(xué)生的心理需求（Rahmadani et al., 2019），進(jìn)而發(fā)展其心理資本以推動(dòng)自主學(xué)習(xí)（Sava et al., 2020）。總之，良好的家庭環(huán)境與教師支持均能夠通過滿足學(xué)生的基本心理需求，進(jìn)而構(gòu)建心理資本，減少學(xué)業(yè)拖延。

4.5 實(shí)踐意義與研究局限

本研究對(duì)于家庭教育和學(xué)校教育協(xié)同改善中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延具有重要啟示。首先，教師支持要發(fā)揮對(duì)中學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展的主導(dǎo)性作用，良好的家校合作能夠充分促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)動(dòng)力（白學(xué)軍 等,2022）。父母應(yīng)當(dāng)配合學(xué)校教育構(gòu)建積極、文明、和諧的家庭環(huán)境，以滿足中學(xué)生的基本心理需求并提升心理資本，提高其學(xué)習(xí)主動(dòng)性和及時(shí)性。其次，重視多種方式來構(gòu)建學(xué)生的積極心理資本，形成正向、積極的學(xué)習(xí)態(tài)度。最后，學(xué)校教育的“共性”與家庭教育的“個(gè)性”之間的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、互利共贏促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)習(xí)慣的養(yǎng)成。

本研究仍存在以下局限。首先，模型構(gòu)建的結(jié)果顯示基本心理需求滿足與心理資本并不能起到單一中介作用，未來可進(jìn)一步探究其與其他變量的內(nèi)部作用關(guān)系。其次，中學(xué)生學(xué)業(yè)行為受諸多因素影響，本研究僅從家庭和教師兩方面探討了學(xué)業(yè)拖延發(fā)生的內(nèi)部機(jī)制，未來還可以納入同伴關(guān)系、社區(qū)環(huán)境等變量進(jìn)行更為全面的探討。

5 結(jié)論

家庭環(huán)境、教師支持和心理資本均對(duì)學(xué)業(yè)拖延有顯著影響；家庭環(huán)境和教師支持對(duì)學(xué)業(yè)拖延的影響力相當(dāng)，而個(gè)體心理資本的影響作用力更大；家庭環(huán)境和教師支持還能通過基本心理需求滿足與心理資本的部分鏈?zhǔn)街薪樽饔脕碛绊憣W(xué)業(yè)拖延。