1 引言

学业拖延是指个体具有推迟完成学习任务的倾向，导致学习任务未能被按时完成或者在任务截至期限临近前被匆忙完成（Solomon & Rothblum, 1984）。学业拖延不仅导致个体学业成绩下降，还可能导致个体产生低自尊，自我效能感降低，从而引发个体的焦虑、压抑、内疚、自责等消极情绪体验（庞维国, 2010; Ferrari, 2000; Kim & Seo, 2015; Stead, Shanahan, & Neufeld, 2010）。研究显示，小学儿童学业拖延现象随年级升高逐步上升，呈现出随学习情景和任务的改变而发生变化的趋势（马雪玉, 张亚利, 2016; 王金霞, 王吉春, 2015）。

父母教养方式是父母教养态度、观念和行为的综合，反映了亲子互动的性质，对子女的性格养成、心理健康及人格整体发展等方面具有重要的影响（张萌, 陈英和, 2013）。大量研究显示，不同类型的父母教养方式会增强或削弱儿童的自我管理能力，导致其减少或增多拖延行为（Lay, 1986）。例如，拖延行为与高父母期待和指责正相关（Frost, Lahart, & Rosenblate, 1991），与情感温暖理解负相关（Ferrari & Olivette, 1994）。Flett, Hewitt和Martin（1995）甚至认为，拖延可能是对父母粗暴专制型教养方式的一种回应。国内研究也表明，专制型父母教养方式会导致儿童出现更多的学业拖延行为（唐凯晴等, 2014）；父母对小学生的情感温暖和理解关注越多，孩子出现拖延行为的几率越小，而父母对小学生越严厉、惩罚越多，孩子出现拖延行为的可能性也越大（马雪玉, 张亚利, 2016; 王金霞, 王吉春, 2015）。除了直接影响外，研究显示父母教养方式也通过中介变量作用于子女拖延。李宁、闫春平、李青青和杨世昌（2014）以大学生为对象完成的研究发现，母亲偏爱因子对学业拖延有直接影响，还通过时间管理倾向的计划因子的部分中介作用对大学生的学业拖延有间接影响。他们认为，父母教养方式影响时间管理倾向，时间管理倾向中的设置目标、计划和反馈性与大学生拖延程度呈显著负相关，这说明父母教养方式可能通过时间管理倾向影响学业拖延。

时间管理倾向是个体在时间价值和意义认识的基础上，在活动和时间关系的监控和评价中所表现出来的心理和行为特征（黄希庭, 张志杰, 2001a）。黄希庭和张志杰（2001a）认为，时间管理倾向是种人格特征，包含时间价值感、时间监控观和时间效能感三个维度。时间管理倾向对学业拖延有良好的预测作用（Solomon & Rothblum, 1984），是影响拖延的一个重要因素（毕重增, 彭香萍, 2005; Ferrari & Olivette, 1994）。多项研究（Flett, Blankstein, & Martin, 1995; Ferrari & Díaz-Morales, 2007a）表明，学业拖延者在有时间限制的工作任务中体验到的压力更大，更易出现厌倦等负面情绪，导致个体回避任务。时间管理能力弱者，他的学习成绩就越差，学业拖延情况也越严重（雷家萍, 鲁媛, 濮梅，曹佃省，2014）。

如前所述，父母教养方式与时间管理倾向是预测学业拖延的重要因素。父母教养方式对子女的人格和个性形成有着深远的影响，而时间管理倾向作为个体的人格特质之一（黄希庭, 张志杰, 2001a），在发展过程中会不会受到父母教养方式的影响呢？李玲、黄艳苹、刘建平（2007）和赵海信（2009）等以大学生为对象的研究均认为父母教养方式对时间管理倾向具有重要影响。比如，父亲偏爱对大学生的时间价值感、父亲情感温暖理解对大学生时间监控观和时间效能感都具有很好的预测作用（赵海信, 2009）。那么，父母教养方式、时间管理倾向和学业拖延三者之间的关系又如何呢？李宁等（2014）的研究发现，时间管理倾向中的计划因子在父母教养方式中的母亲偏爱与大学生学业拖延之间起部分中介作用。然而，对现有研究进一步的梳理发现，尽管目前关于学业拖延的研究很多，但大多关注大学生，且已有的研究也仅局限于几个变量之间的相关关系（例如, 高军, 2011; 李宁等, 2014; 王金霞, 王吉春, 2015），并且大部分是两个变量之间的相关（例如, 雷家萍等, 2014; 马欣仪, 凌辉, 张建人, 熊恋, 李新利，2011; 马雪玉, 张亚利, 2016; 潘发达, 黄珏, 王柳生, 2010; 赵海信, 2009），并没有综合分析多个变量之间的结构关系模型，至于小学生父母教养方式、时间管理倾向与学业拖延三者之间关系的研究很少。

小学阶段是大厦之基，更是个体身心发展急剧变化的过渡阶段。不同于低年级儿童更多地受外界（家长和老师）的权威约束、调节自己的行为，小学高年级儿童的行为逐步发展到受内部自我认识的制约、调节，但是内部自控能力又尚未发展起来，从而导致学业拖延成为小学高年级学生教育中一个常见而棘手的问题（马雪玉, 张亚利, 2016; 王金霞, 王吉春, 2015）。因此，本研究以小学高年级学生为被试，对父母教养方式、时间管理倾向与学业拖延之间的关系进行考察，并检验时间管理倾向在其中的中介作用。

2 方法 2.1 被试

采用整群抽样的方法选取某地区三所小学四、五、六年级的790名学生进行问卷调查。共发放问卷790份，回收有效问卷651份，回收率83.35%。其中四年级196人，五年级235人，六年级220人；男生340人，女生311人；被试年龄9～13岁，平均年龄11.32 岁，标准差1.24。

2.2 研究工具 2.2.1 青少年时间管理倾向量表

采用黄希庭、张志杰等人编制（2001b）的青少年时间管理倾向量表。该量表共44道题，包括时间价值感、时间监控观和时间效能感三个分量表；采用Likert式5点计分，从“完全不符合”至“完全符合”分别评定为1～5分。其中9、17、30、4l、27题为反向计分；被试的总分越高，表明个体的时间管理倾向水平就越高。本研究中，总量表的Cronbach a系数为0.822；时间价值感、时间监控观和时间效能感三个分量表的Cronbach a系数分别为0.680、0.708、0.788。

2.2.2 父母教养方式量表

采用瑞典Umea大学精神医学系C.Perris等人编制的父母教养方式量表，中文版的由中国医科大学岳冬梅等人修订（岳冬梅, 李鸣杲, 金魁和, 丁宝坤, 1993），用以评价父母的教养态度和行为。以往的研究表明，该量表具有良好的信度和效度，包括11个维度：父亲情感温暖与理解、父亲惩罚严厉、父亲过分干涉、父亲偏爱被试、父亲拒绝否认、父亲过度保护、母亲情感温暖与理解、母亲过度干涉保护、母亲拒绝否认、母亲惩罚严厉、母亲情感温暖与理解，共66个项目，分别对父亲、母亲采用四级评分。总量表的Cronbach系数为0.883，分量表Cronbach a系数为0.625～0.797。

2.2.3 学业拖延量表

采用加拿大学者Clarry Lay编制（1986）的一般拖延量表学生版，李蒙蒙（2013）根据小学生的学习特点和实际学习情况进行了修订，用以评价小学生的学业拖延行为。量表共 20道题，Likert式5点计分。量表的Cronbach a系数为0.824。

2.3 数据处理

采用SPSS17.0和Mplus7.0 对数据进行分析处理。

3 结果 3.1 共同方法偏差控制与检验

本研究收集数据的方法是自陈法，有可能存在共同方法偏差，因此在问卷施测的过程中，采取了严格的程序控制：施测过程中，强调绝对保密，告诉被试问卷是匿名填写，且仅用于学术研究；此外，还将不同问卷分开编排、使用不同的计分方式等。数据分析过程中，采用单一未测法潜变量法检验共同方法偏差，结果显示，52个因子特征根大于1，第一个因子仅能解释12.25%，远小于40%的临界值标准，表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题（熊红星, 张璟, 叶宝娟, 郑雪, 孙配贞, 2012）。

3.2 小学高年级学生父母教养方式、时间管理倾向与学业拖延的相关

相关分析结果显示，父亲教养方式中，情感温暖理解、惩罚严厉、拒绝否认3个维度与小学高年级学生学业拖延程度呈显著负相关（r=–0.311, p<0.01;r=–0.148, p<0.01;r=–0.156, p<0.01），其他维度与拖延程度相关均不显著。在母亲教养方式中，情感温暖理解、惩罚严厉、拒绝否认3个维度与小学高年级学生学业拖延程度呈显著负相关（r=–0.308, p<0.01; （r=0.194, p<0.01;r=0.187, p<0.01）；母亲过度干涉保护维度与学业拖延程度呈显著正相关（r=0.080, p<0.05）。小学高年级学生时间管理倾向总分、时间价值感、时间监控观、时间效能感与小学高年级学生学业拖延程度呈显著负相（r=–0.547, p<0.01;r=–0.272, p<0.01;r=–0.537, p<0.05;r=–0.500, p<0.05），具体见表1 。

3.3 时间管理倾向各因子在父母教养方式各因子与学业拖延的中介作用

根据小学生父母教养方式、时间管理倾向因子与学业拖延之间的相关结果，进一步探讨时间管理倾向因子是否在父母亲教养方式因子与小学高年级学生学业拖延中间起中介作用。根据温忠麟和叶宝娟（2014）与方杰、温忠麟、张敏强、孙配贞（2013）提出的方法，使用Mplus进行结构方程模型检验。

首先，对父母教养方式、时间管理倾向、学业拖延三个潜变量的数据进行标准化处理，检验父母教养方式因子对学业拖延的的直接作用。结果表明，在没有时间管理倾向时，父母教养方式之父亲情感温暖理解、父亲惩罚严厉、父亲拒绝否认、母亲情感理解、母亲惩罚严厉、母亲过度干涉保护、母亲拒绝否认因子对学业拖延的预测显著。父母教养方式中父亲情感、理解与母亲情感、理解因子对学业拖延有负向预测作用，即父母亲过度的包容与理解孩子反而会增加孩子的拖延行为，因此在生活与学习中对孩子的行为进行适当的控制必不可少。具体数据见表2。

接下来，检验时间管理倾向的三个维度，即时间价值感、时间监控观、时间效能感的中介作用。以父母教养方式各因子作为自变量，时间价值感、时间监控观、时间效能感为中介变量，学业拖延为因变量建构模型。采用Mplus7.0对结构方程模型进行检验，结果发现，绝对拟合指数（SRMR）、近似误差方根（RMSEA）、标准拟合指数（NFI）、相对拟合指数（CFI）等都达到了可以接受的统计学标准。这说明数据对模型拟合较好。

模型中父亲情感温暖理解、父亲惩罚严厉、父亲拒绝否认、母亲情感温暖理解、母亲惩罚严厉、母亲拒绝否认6个因子对学业拖延的路径系数均未达到显著性水平；而母亲过度干涉保护因子对学业拖延的路径系数达到了显著性水平。

所有模型中，时间效能感因子作为中介变量的路径系数均达到了显著性水平；而时间价值感、时间监控观2个因子作为中介变量的路径系数均未达到显著性水平，影响路径系数的标准化估计值如图1所示。间接效应值将在下文中一一进行描述。

3.4 影响效应分析

为了进一步展现结构模型内中介变量作用的大小，分别计算出自变量与因变量各效应的大小及所占的比例，见表3。由表3可知，自变量父母教养方式的父亲情感温暖理解、父亲惩罚严厉、父亲拒绝否认、母亲情感温暖理解、母亲拒绝否认、母亲惩罚严厉因子对学业拖延的影响都可以通过中介变量时间效能感来间接影响；母亲过度干涉保护不仅可以通过直接效应对学业拖延产生影响，还可以通过中介变量时间效能感来间接影响。

4 讨论

个体在形成习惯与建立信念的过程中，父母的教养方式起着很大的指导作用，良好的父母教养方式能够伴随儿童的健康成长。Burka和Yuen（1983）的研究发现，如果家长在日常生活中是拖延者，那么他表现出来的各种拖延行为就会间接的影响到孩子的行为。如果父母教养方式是情感型的，儿童呈现拖延的现象越少；反之，如果父母对孩子的期望高、批评次数频繁，儿童呈现拖延现象就越严重（Ferrari & Díaz-Morales, 2007b）。

本研究结果显示，父亲情感温暖理解、母亲情感温暖理解与小学高年级学生的学业拖延成负相关，而父亲惩罚严厉、父亲拒绝否认、母亲惩罚严厉、母亲拒绝否认、母亲过度干涉保护型教养方式则与学业拖延呈显著正相关，McCown, Pretzel和Rupert（1987）认为在生活上、学业上得到父母情感支持与理解的学生更容易形成良好的独立性和自我管理能力，有较强的学习愿望和主动性，较少出现学业拖延。但是父母溺爱、纵容和控制孩子的做法只会让其形成消极的自我意识，削弱其自我控制能力，降低其学习价值感，使其逃避学习任务。

父母教养方式中的父亲情感温暖理解、母亲情感温暖理解因子能负向预测小学高年级学生的学业拖延程度，对小学高年级学生的学业拖延有直接影响。而父亲惩罚严厉、父亲拒绝否认、母亲惩罚严厉、母亲拒绝否认、母亲过度干涉保护因子能正向预测小学高年级学生的学业拖延程度。越来越多的研究显示，父母亲的教养方式对孩子拖延行为的影响越来越大，尤其是父亲的作用越来越显著。父亲、母亲的情感温暖理解使得个体在一个温馨、民主的家庭环境中成长，父亲越关心、理解儿童，儿童的拖延程度就越低；反之，儿童的拖延行为就越高。此外，父母亲的惩罚严厉、拒绝否认均能正向预测儿童的拖延行为，即父母越肯定与奖励孩子，孩子的自信心就会越高，对自己就会有更多的内部动机，从而更加肯定自己，对自己有更多的认识与监督，减少拖延行为。母亲过度干涉保护因子能正向预测小学高年级学生的学业拖延程度，即小学高年级的学生刚具备自我认识的能力，他们即想要独立，要从母亲的光环下脱离出来，这就要求母亲不能更多的干涉他们的学习与生活，越多干涉保护他们，他们越反抗、越不能独立，拖延现象也越明显。

本研究还发现，小学高年级学生时间管理倾向与父母教养方式存在着密切的关系，父母教养方式通过时间管理倾向影响小学生学业拖延。结构方程模型分析进一步明确了父母教养方式对小学生学业拖延影响的作用机制，即父母情感温暖理解、父母亲惩罚严厉、父母亲拒绝否认、以及母亲过度干涉保护因子对小学生学业拖延有直接影响，同时还通过时间效能感完全中介作用小学生的学业拖延。时间监控观在父亲情感温暖理解、母亲情感温暖理解、父亲拒绝否认、母亲拒绝否认、母亲惩罚严厉对学业拖延的影响中也起到完全中介作用。

本研究结果也发现，时间管理倾向对小学高年级学生的学业拖延有显著负向预测作用，说明个体具备的时间管理能力越高，其学业拖延程度就会越低，研究结果与李宁等人（2014）、潘发达等人（2010）的研究结论一致，论证了良好的时间管理或许是减少学业拖延的一种方法。

通过本研究表明父母在情感上对子女适度的关心、理解，并建立一个民主的家庭环境等良好的父母教养方式，有助于个体形成合理的时间管理倾向，并可能在一定程度上降低个体的学业拖延程度，从而减少拖延行为。

5 结论

模型中父亲情感温暖理解、父亲惩罚严厉、父亲拒绝否认、母亲情感温暖理解、母亲惩罚严厉、母亲拒绝否认6个因子对学业拖延的路径系数均未达到了显著性水平，即这6个因子对学业拖延没有直接效应。而母亲过度干涉保护因子对学业拖延的路径系数达到了显著性水平，即此因子通过直接效应与间接效应的共同作用对学业拖延产生影响。

父亲情感温暖理解、父亲惩罚严厉、父亲拒绝否认、母亲情感温暖理解、母亲惩罚严厉、母亲拒绝否认因子对学业拖延的影响可通过中介变量时间效能感间接实现，即时间效能感在父母教养方式（父亲情感温暖理解、父亲惩罚严厉、父亲拒绝否认、母亲情感温暖理解、母亲惩罚严厉、母亲拒绝否认）与学业拖延之间起完全中介作用。而母亲过度干涉保护因子通过直接效应与间接效应的同时作用对学业拖延产生影响，即时间效能感在父母教养方式（父亲惩罚严厉、母亲过度干涉保护）与学业拖延之间起部分中介作用。