1. 引言
近年来，学业拖延是自主学习领域的一项重要研究内容。例如，在“学习时间的自我计划与管理”及“学习活动中的自我监控、反馈和调节”的相关研究中充分反映了学业拖延受到高度重视。学业拖延涉及到学习者在学习环境下故意延迟开始或结束学习任务的行为(Goroshit, 2018)。研究发现，儿童在小学阶段就已经历过学业拖延，而这种现象随着年级的升高而逐渐增加(连帅磊等，2021)。拖延行为在小学生群体中较为普遍，少部分是重度拖延，大部分是轻度拖延(杨静，2009)。学业拖延不仅影响学生的学业表现(Khalid et al., 2019)，而且还会导致焦虑、抑郁和内疚等负面情绪，严重威胁儿童青少年的身心健康(Glick & Orsillo, 2015)。因此，探究小学生学业拖延的相关机制，避免或减少小学生学业拖延的发生，对于研究者和教育工作者具有重要的理论价值和现实意义。
1.1. 学业拖延及其成因
关于拖延的认识，不同流派的心理学家如认知主义心理学家、特质论心理学家、行为主义心理学家等，对其做出了不同的解释。认知主义流派的观点得到学界普遍认同，即拖延是个体维持自尊的一种应对策略(经承凤，郭成，2010)。学业拖延则是拖延在学习相关情境中的体现，是一个间接的概念。这一概念最早由Solomon & Rothblum (1984)提出，指个体在面对学业任务时呈现出的一种推迟行动的倾向，这种倾向可能导致任务无法在规定时间内完成，或在截至期限临近时匆匆完成(Solomon & Rothblum, 1984)。不难理解，学业拖延的内涵阐释源自于拖延的相关研究，它反映出学生在学习情境中的拖延行为，学生主动推迟理应完成或希望完成的学业任务，导致结果与预期不符并伴随焦虑、抑郁等消极情绪体验，严重的拖延问题甚至会对个体的生理和心理健康都造成消极的影响(Stead et al., 2010)。综合相关研究发现，学业拖延是一种包含认知、情感和行为的复杂心理现象(庞维国，2010)，个体通常推迟着手学业相关的任务而无法在规定时间内完成(左艳梅，张大均，2010)。
分析学业拖延的成因，大致可归为个体特征、任务因素和环境因素三方面。从个体角度来看，学生的人格特质与学业拖延密切相关。例如，高神经质水平的个体往往更易产生消极情绪，从而导致更高水平的拖延(Rozental & Carlbring, 2014)；不合理信念也是一大重要因素，如失败恐惧、完美主义、负面评价恐惧等都与拖延存在正相关(Flett et al., 2002)。聚焦大学生群体学业拖延的研究还发现，具有较低自我控制力和缺乏正确学习习惯的学生更容易产生学业拖延(宋毅明等，2024)。从任务角度来看，任务本身的特征与学业拖延密切相关。学生更倾向于选择优先处理短期之内对自己有益的任务，以获得奖励或避免惩罚；且任务难易程度也会对拖延产生影响，个体往往倾向于推迟完成需要用到大量知识储备的任务(Briody, 1979)。外在环境对个体的学业拖延也有着重要影响，对于学生而言，家庭和学校是其生活的主要外在环境。因此，父母教养方式，例如专制型教养方式提示孩子更高水平的拖延，以及因教师是学生学习过程中的重要他人，故而感知教师期望越高、得到教师支持越充分、师生关系质量越好的学生，自我报告拖延现象越少(曾玲娟等，2022；陈英敏等，2024)。
1.2. 社会支持对学业拖延的影响
就社会支持的概念而言，学界主要从社会互动关系、社会行为性质和社会资源的作用三个角度进行定义，其中基于社会行为性质对社会支持的认识影响广泛：社会支持是指使得个体相信自我被关心爱护的有价值的信息，或是使得个体坚信自己属于一个彼此共同承担责任的社交网络的信息。也就是说，社会支持是一个复杂的系统，是个体在面临各种压力和困难时，从家庭、朋友、同事或团体组织等社会关系中获得的物质和精神支持(Ozbay et al., 2008)。此外，社会支持的缓冲效应模型表明，当个体受到外部刺激时，通过接受社会各界的帮助和支持，可以减轻负面事件的负面影响，促进身心健康(Cohen & Wills, 1985)。由此可以推断，支持性的社会环境可以为小学生应对自主学习中的拖延提供必要的资源和安全的环境。
自我决定理论强调，自主、能力、归属三种基本心理需求是个体内在动机发展的基础(Ryan & Deci, 2000)。本研究拟采用的社会支持测量工具的维度与三种基本心理需求存在清晰的对应关系。“主观支持”维度(第3题“邻居关心”、第4题“同学关心”、第7题“遇困时谁关心你”)直接反映了个体体验到的情感关怀和理解，是归属需求得到满足的核心体现。“客观支持”维度(第1题“朋友数量”、第2题“居住情况”、第5题“家庭支持”)提供了稳定的社会网络和物质援助，为满足能力需求和自主需求奠定了不可或缺的资源基础。“对支持的利用度”维度(第8题“倾诉方式”、第9题“求助行为”、第10题“参与团体”)则是个体自主需求的主动行为表现，反映了个体在面临压力时主动调动社会资源以维持心理平衡的倾向。
社会支持对学业拖延的实证研究提示，来自父母较多的关怀与支持会对儿童的学业拖延行为产生一定程度的影响(唐凯晴等，2014)，尤其是当学生得到较多的来自父母的正向支持(如情感温暖理解)时会更高效地完成学习任务，降低学业拖延的水平(郑治国等，2018)。此外，已有研究显示，除了家庭，教师支持也会对学业拖延产生显著影响，且教师支持与家庭环境对学业拖延的影响力相当(曾玲娟等，2022)。同时，小学生学业拖延与同伴效应也有关联，即有学业拖延行为的班级同学容易对班上的其他学生造成负面影响(胡忠光，陈雅娜，2022)。到目前为止，社会支持影响学业拖延的内在机制尚不明晰，有必要深入探究两者之间的关系，以阐明它们的作用机制。鉴于此，在自我决定理论的框架下，本研究认为，社会支持能够满足基本心理需求进而减少学业拖延，故提出假设H1：社会支持显著负向影响小学生学业拖延。
1.3. 时间管理倾向的中介作用
时间管理倾向是指个体在如何利用时间上所表现出来的心理与行为特征，由时间价值感、时间监控观和时间效能感三部分构成(黄希庭，张志杰，2001a)。时间价值感是指个体对时间的功能和价值的稳定态度和观念，包括时间对个体生存和发展以及社会生存和发展的意义，它是个人时间管理的基础；时间监控观是个体利用和管理时间的能力和观念，反映在一系列外部活动中；最后，时间效能感是指个体对管理自己时间的信念和期望，反映了个人对时间管理的信心和对时间管理能力的估计，它是制约时间控制的重要因素(黄希庭，张志杰，2001b)。
关于时间管理倾向与社会支持和学业拖延的关系，一方面，获得足够社会支持的个体更有可能发展出时间管理倾向。来自家长、同龄人和老师的支持性环境可以帮助小学生理解时间价值感，建立时间控制感，提高他们的时间效率感。另一方面，时间管理倾向可能与学业拖延有关。时间管理倾向通常被认为是影响学业拖延的关键个体因素之一，因为学业拖延者经常使用不正确的时间概念来促进和维持任务回避。当个体无法计划学业任务，缺乏时间效率感和在有限的学习时间内对学习活动的有效时间控制时，他们更容易产生焦虑和紧张等负面情绪，然后产生对学习的恐惧，从而通过拖延来避免学习。
有研究者进一步证实，具有时间管理倾向的个体表现出较少的学业拖延行为，而缺乏时间管理倾向者则表现出较多的学业拖延现象(潘发达等，2010)。针对各学段学生的研究结果普遍提示，时间管理倾向的内部各维度皆可能对学生学业拖延具有负向预测作用。基于此考虑，小学生大概率将受益于良好的时间管理倾向来改善学业拖延。此外，社会支持亦可能通过增强时间管理倾向来缓解学业拖延。资源保存理论对此做出了理论诠释(Hobfoll, 2001)。该理论指出，个体会努力获取、保留和保护有价值的资源。社会支持作为一种关键外部资源，通过以下路径抑制资源流失。第一，客观支持直接补充工具性资源，主观支持补充情感性资源，以此实现资源增益。第二，学生利用这些支持性资源转化为个人资产，如时间管理技能、学习自信等，通过资源转化形成资源积累的良性循环。第三，支持性环境能有效缓冲学业压力带来的资源耗竭，避免因资源丧失而陷入拖延的恶性循环，从而保护个人资源。因此，本研究从自我决定理论与资源保存理论的整合视角，阐释社会支持通过心理需求满足与资源转化影响学业拖延的机制，提出社会支持通过满足基本心理需求和促进资源增益与转化，增强时间管理倾向，从而减少学业拖延。研究假设如下。假设H2：社会支持显著正向预测时间管理倾向。假设H3：时间管理倾向在社会支持对小学生学业拖延的影响关系之间起中介作用。
综上所述，既有学业拖延的研究对象多集中于大学生或中学生，较少以小学生为对象展开研究，且测量工具相应地多选用一般拖延行为量表(学生版)、中学生学业拖延量表与大学生学业拖延量表，几乎未采用专门针对小学生的学业拖延量表。在研究结果方面，来自家庭、教师、同伴的外界支持影响学生学业拖延已得到普遍证实，且这类支持越多，学生学业拖延程度越低，但小学生社会支持不同要素如何具体影响其学业拖延尚不明确，且社会支持如何通过时间管理倾向影响小学生学业拖延的作用机制的探究尚不充分。根据埃里克森的心理社会发展理论可知，小学生正处于“勤奋感对自卑感”的阶段。在此关键期，学业任务是儿童克服自卑、建立勤奋感的核心途径，而学业拖延现象的出现不仅会使其学业成绩下降，降低其学业自我效能感，还会使学生产生内疚、焦虑、厌学等负面情绪，阻碍应对这一核心发展危机，影响积极人格形成。因此，有必要进一步研究小学生的学业拖延行为，为充实学业拖延理论观点和干预小学生学业拖延行为提供实证依据。
2. 方法
2.1. 被试
方便取样重庆市两所小学，采用分层抽样的方法以各年级共计560名小学生为研究对象进行问卷调查。其中，大约52.2%的被试为男性，大约33.2%的被试为五年级和六年级学生，所有被试平均年龄为8.7岁(M = 8.70, SD = 1.65)。为了避免虚假的相关性增加，集中排除了20个只选择一至两个答案选项(即直列答案)的个案，这些数据被视为同质答案。同时，13个缺失值也按列表删除。有效问卷回收率为94.1%，共有527名被试数据纳入后续分析。有效被试基本信息如表1所示。
Table 1. Demographic characteristics of the participants
表1. 被试基本信息
|
性别 |
年级 |
是否独生子女 |
家庭居住地 |
男 |
女 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
是 |
否 |
城镇 |
乡村 |
n |
275 |
252 |
70 |
70 |
93 |
119 |
72 |
103 |
96 |
431 |
418 |
109 |
% |
52.2 |
47.8 |
13.3 |
13.3 |
17.6 |
22.6 |
13.7 |
19.5 |
18.2 |
81.8 |
79.3 |
20.7 |
2.2. 研究程序
问卷调查和数据收集在“问卷星”在线平台上完成。首先，招募200名一年级至六年级的小学生自愿作答所有纸笔式问卷，进行小规模预测试。检查他们的回答质量，根据预测结果调整问卷项目的表述，然后通过在线平台进行正式施测。被试完成所有问卷大约需要6~12分钟。
2.3. 测量工具
2.3.1. 小学生学业拖延量表
采用李玉华等人编制的“小学生学业拖延量表”(李玉华等，2021)测量小学生学业拖延水平。量表包含上学日作业拖延、节假日作业拖延、复习备考拖延、自主学习拖延、学业拖延信念五个维度，共24个题目，均采用5点计分(选项从“非常不符合”到“非常符合”依次计1~5分)。分数越高，表明学生学业拖延程度越高。本次研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.841，因子结构模型拟合良好(χ2/df < 3, CFI = 0.939, TLI = 0.93, RMSEA = 0.065)，有良好的信度和效度。
2.3.2. 社会支持评定量表
采用肖水源编制的“社会支持评定量表”(肖水源，1994)测量小学生的社会支持水平。量表包含客观支持、主观支持、对支持的利用度三个维度，共10个题目。第1~5、8~10题采用4点计分(选项1~4依次计1~4分，第5题选项从“无”到“全力支持”分别计1~4分)，第6、7题选择“没有人”时不计分，选择“下列人员”时按选择人员类别的个数计分。量表得分越高，表明学生社会支持程度越高。本次研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.846，各分量表之间的相关系数为0.471~0.644，分量表与总量表的相关系数为0.742~0.853，有良好的信度和效度。
2.3.3. 青少年时间管理倾向量表
采用黄希庭等人编制的“青少年时间管理倾向量表”(黄希庭，张志杰，2001b)测量时间管理倾向。量表包含时间价值感量表(10题)、时间监控观量表(24题)、时间效能感量表(10题)三个分量表。其中，时间价值感包含社会取向和个人取向两个维度，时间监控观包含设置目标、计划、优先级、时间分配、反馈性五个维度，时间效能感包含时间管理效能、时间管理行为效能两个维度。题目均采用5点计分(选项从“完全不符合”到“完全符合”依次计1~5分)，学生所得分数越高，表明其时间管理倾向程度越高。本次研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.961，因子结构模型拟合良好(χ2/df < 3, CFI = 0.845, TLI = 0.836, RMSEA = 0.071)，有良好的信度和效度。
2.4. 数据分析
使用IBM SPSS 26.0对调查数据进行处理与分析，具体包括：(1) 常见的方法偏差检验；(2) 通过Cronbach’s α系数计算测量的可靠性；(3) 对学业拖延、社会支持和时间管理倾向的得分进行相关分析；(4) 通过Process插件进行中介效应检验，以检查时间管理倾向的中介作用。使用Mplus 7.0进行验证性因素分析以验证测量的有效性。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
为检验可能存在的共同方法偏差，采用Harman单因素检验进行统计分析。结果显示，第一个因子解释的变异量为28.33%，小于40%的临界标准，表明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 描述性统计与相关分析
表2列出了小学生学业拖延、社会支持和时间管理倾向总分的平均值和标准差，以及各个变量之间的相关系数。结果显示，社会支持、时间管理倾向与学业拖延两两之间均显著相关。其中，社会支持与时间管理倾向呈显著正相关(r = 0.37, p < 0.01)，与学业拖延呈显著负相关(r = −0.21, p < 0.01)；时间管理倾向与学业拖延呈显著负相关(r = −0.28, p < 0.01)。
Table 2. Descriptive statistics and correlation analysis results of the variables
表2. 各变量的描述性统计及相关分析结果
|
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
1社会支持 |
48.40 |
7.96 |
1 |
|
|
2时间管理倾向 |
171.43 |
29.29 |
0.37** |
1 |
|
3学业拖延 |
58.05 |
13.43 |
−0.21** |
−0.28** |
1 |
注：**p < 0.01。
3.3. 中介效应检验
以社会支持为自变量、小学生学业拖延为因变量，时间管理倾向作为中介变量，对所有变量进行标准化后基于Bootstrap方法，采用Hayes编制的SPSS宏中的Model4进行中介效应检验，分析时间管理倾向在社会支持与学业拖延之间的中介作用。
回归分析结果如表3所示，控制性别、年级、是否为独生子女和家庭居住地等人口统计学变量之后，社会支持可显著负向预测学业拖延(β = −0.21, t = −4.85, p < 0.01)，社会支持对时间管理倾向的正向预测作用显著(β = 0.37, t = 9.10, p < 0.01)；社会支持、时间管理倾向同时进入回归方程，社会支持对学业拖延的负向预测作用仍然显著(β = −0.12, t = −2.66, p < 0.01)，时间管理倾向也显著负向预测学业拖延(β = −0.24, t = −5.31, p < 0.01)。
采用偏差矫正的非参数百分位Bootstrap法进行中介效应检验，重复抽样次数为5000次，估计95%的置信区间。由表4可知，社会支持对学业拖延的直接效应显著(c’ = −0.2，95%的置信区间 = [−0.36, −0.05])，直接效应占总效应的57.51%；时间管理倾向对学业拖延的间接效应显著(ab = −0.15，95%的置信区间 = [−0.23, −0.08])，间接效应占总效应的42.49%。上述结果表明，社会支持能直接负向预测小学生学业拖延，也能通过时间管理倾向负向预测小学生学业拖延；时间管理倾向在社会支持与学业拖延之间起部分中介作用。
Table 3. Results of regression analysis among the variables
表3. 各变量间回归关系的分析结果
|
拟合指标 |
系数显著性 |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R2 |
F |
β |
t |
学业拖延 |
|
0.22 |
0.05 |
5.37** |
|
|
性别 |
|
|
|
−0.06 |
−1.30 |
年级 |
|
|
|
−0.01 |
−0.04 |
是否独生 |
|
|
|
0.03 |
0.61 |
家庭居住地 |
|
|
|
0.03 |
0.70 |
社会支持 |
|
|
|
−0.21 |
−4.85** |
时间管理倾向 |
|
0.40 |
0.16 |
20.15** |
|
|
性别 |
|
|
|
0.05 |
1.23 |
年级 |
|
|
|
−0.12 |
−2.87** |
是否独生 |
|
|
|
−0.06 |
−1.48 |
家庭居住地 |
|
|
|
0.08 |
2.03* |
社会支持 |
|
|
|
0.37 |
9.10** |
学业拖延 |
|
0.31 |
0.10 |
9.41** |
|
|
性别 |
|
|
|
−0.04 |
−1.04 |
年级 |
|
|
|
−0.03 |
−0.70 |
是否独生 |
|
|
|
0.01 |
0.28 |
家庭居住地 |
|
|
|
0.05 |
1.19 |
时间管理倾向 |
|
|
|
−0.24 |
−5.31** |
社会支持 |
|
|
|
−0.12 |
−2.66** |
注：*p < 0.05, **p < 0.01。
Table 4. Analysis of the mediating effect of time management disposition
表4. 时间管理倾向的中介效应分析
|
|
|
95%的置信区间 |
|
效应值 |
Boot标准误 |
下限 |
上限 |
相对效应值 |
总效应 |
−0.35 |
0.07 |
−0.50 |
−0.21 |
|
直接效应 |
−0.20 |
0.08 |
−0.36 |
−0.05 |
57.51% |
间接效应 |
−0.15 |
0.04 |
−0.23 |
−0.08 |
42.49% |
社会支持和学业拖延之间的时间管理倾向中介效应模型如图1所示。
Figure 1. The mediating role of time management disposition between social support and academic procrastination
图1. 时间管理倾向在社会支持和学业拖延之间的中介作用
4. 讨论
4.1. 社会支持与小学生学业拖延
研究结果显示，社会支持可以直接负向预测小学生学业拖延，验证了假设H1。这与郑治国等(2018)关于父母教养方式的研究，以及曾玲娟等(2022)对家校支持作用的结论一致，表明社会支持对小学生学业拖延有抑制作用。小学生在得到充分的客观支持、内心感受到足够的主观支持、有意识地与身边的人产生友好和谐的连结后，更加倾向于积极地完成学业任务、减少拖延甚至抵触的消极表现。然而，社会支持与学业拖延各维度的相关关系存在分化现象。具体而言，客观支持、主观支持、对支持的利用度与节假日作业拖延、复习备考拖延、学业拖延信念等维度均呈显著负相关(r = −0.10~−0.26, p < 0.01)，提示来自家庭、教师的物质与情感支持能有效降低拖延行为(赖运成，林文倩，2018)。主观支持与拖延负相关，满足了个体的归属需求，使其在学业挑战中感到安全，从而减少逃避性的拖延。对支持的利用度与拖延负相关，是自主需求的体现，个体主动调控环境而非被动反应。客观支持为个体应对学业任务提供了必要的社会资源基础和帮助，间接支持了能力需求的满足，从而降低复习拖延。
但是，上学日作业拖延却与客观支持、主观支持、对支持的利用度呈微弱正相关(r = 0.09~0.24, p < 0.01)，这可能反映支持过度导致的依赖现象。依据曾玲娟等(2022)的观点，家长对日常作业的过度干预(如代劳或频繁督促等)反而削弱了学生的自主性，这也与王金霞、王吉春(2015)发现的“专制教养加剧拖延”机制吻合(王金霞，王吉春，2015)。根据自我决定理论，当支持行为侵犯学生的自主需求时，如强制安排作业时间，可能触发学生的心理抗拒，导致表面配合实则拖延。在社会支持三个维度中，上学日作业拖延与“对支持的利用度”维度的正相关最高，便是最好的佐证。据此研究发现，警示社会支持需注重培养自主性，而非替代性管理。同时，研究验证了社会支持通过满足基本心理需求和补充与转化心理资源来减少拖延。
4.2. 社会支持与时间管理倾向
本研究还发现，社会支持正向预测时间管理倾向。主要表现在以下方面：第一，社会支持与时间价值感显著正相关(r = 0.31, p < 0.01)，家长和教师通过强调学习意义，例如“珍惜时间才能进步”，帮助学生内化时间价值(黄希庭，张志杰，2001a)。第二，社会支持与时间监控观显著正相关(r = 0.37, p < 0.01)，支持性环境通常能够提供结构化示范，促进学生习得计划技能，例如制定作息表等方式(俞胤，2016)。第三，社会支持与时间效能感亦显著正相关(r = 0.34, p < 0.01)，当学生感知到诸如“遇到困难可求助”等支持可及性时，会更自信地应对时间挑战(张校纯，2018)。基于上述结果，假设H2得到支持。
值得注意的是，研究结果还显示，对支持的利用度和时间管理倾向均存在显著的年级差异，即一至五年级学生的水平均显著高于六年级学生(F = 7.27, p < 0.001; F = 3.92, p < 0.01)。究其原因，一方面，六年级学生较之低年级学生个体独立意识逐步提升，遇到困难开始倾向于自主解决，通过他人的帮助以达成期望的现象很大程度上减少；另一方面，随着自我意识的增强，逐渐对外界的要求和规定产生反抗心理，极力想要摆脱外界束缚、打破既有成规，表现出低时间利用率、低时间价值感。这与张校纯(2018)的研究结果一致，“小学生时间管理倾向存在显著的年级差异，随着年级的增加而逐渐降低。”需要关注的另一点是，小学生在客观支持上存在显著的城乡差异(t = 2.75, p < 0.01)，城镇小学生客观支持明显更高。这呼应已有关于资源分配不均的发现(冯梅，2013)，因为乡村在学习环境、师资力量、学习资源、教学设备等方面不如城镇有优势，教育资源的匮乏使学生所获得的客观社会支持极为薄弱(赖运成，林文倩，2018)。
4.3. 时间管理倾向的中介作用
本研究结果还提示，时间管理倾向在社会支持与学业拖延之间起部分中介作用，支持假设H3。此研究发现拓展了已有研究(潘发达等，2010；曾玲娟等，2022)的机制解释。从资源转化的角度分析，社会支持对时间管理倾向的促进作用，本质是通过满足基本心理需求实现心理资源的转化与增值。社会支持尤其主观支持的核心作用在于，首先，当学生感知到外部主观支持，其归属需求得到满足，形成“被接纳”的安全感，从而减少对学业失败的恐惧性回避，使学生敢于将心理资源投入长期学习规划等时间管理，而非消耗在拖延上以缓解焦虑；其次，安全感释放的心理资源被重定向至时间管理，例如学生放弃娱乐优先完成作业，调整情绪资源用于延迟满足，或根据任务难度分配时间，重组认知资源用于策略优化。换言之，获得情感支持的学生更倾向主动监控时间，这与前人对农民工子女的研究结论有相似之处(周巾裕，周重臣，2020)。
从能力构建的角度来看，社会支持影响时间管理倾向的核心机制是，家长和教师作为关键支持主体为学生提供“脚手架式引导”，逐步培养其时间管理能力，进而抑制学业拖延。此路径的本质是社会支持内化为心理能力的过程，包含两个关键环节。其一，示范任务分析，提升学生时间监控观。家长通过任务分解示范计划能力，学生逐步内化目标设置与优先级排序技能，本研究中社会支持与时间监控观的高相关性(r = 0.37, p < 0.01)印证了这一过程。教师通过结构化训练强化学生监控习惯，例如教师要求学生记录每日作业起止时间并每周复盘，此类反馈循环促进学生形成时间分配与速度跟踪能力。其二，设计渐进式挑战，增强学生时间效能感。将长期学业任务拆解为每日小目标，使学生通过连续成功体验积累信心，本研究中时间效能感与学业拖延的显著负相关(r = −0.29, p < 0.01)验证了“我能完成”的信念对拖延的抑制作用。避免笼统表扬，转而强调具体过程性进步，这种反馈直接强化时间管理行为效能感，使学生确信自身具备管理时间的能力。
还有不可忽视的“异常数据”，即研究发现时间管理倾向与上学日作业拖延呈正相关(r = 0.48, p < 0.01)。这一结果看似矛盾，实则揭示时间管理的工具性使用陷阱。部分学生消极应用时间管理技能，将本应用于执行的认知资源消耗于“高效拖延”，精细计划却执行滞后，形成“计划满足感”的幻觉，从而获得掌控错觉，实则逃避任务启动，使得拖延合理化。究其背后原因，应是外在动机主导的自我调节产生缺陷。当时间管理由外部强加时，学生缺乏自主性动机，仅机械执行步骤却无实质投入。对支持的利用度与上学日作业拖延的正相关(r = 0.24, p < 0.01)进一步揭示，被动接受外部安排的学生，更容易在脱离监督后报复性拖延。结合改善小学生学业拖延的现实需求，解决此矛盾提示未来学业拖延的干预需要兼顾技能训练与动机激发。
4.4. 研究意义与实践启示
本研究通过整合资源保存理论与自我决定理论，在小学生群体中构建“资源–能力”双作用路径，揭示社会支持影响学业拖延的深层机制。一方面，社会支持通过满足学生安全需求，减少情绪内耗，释放的心理资源被再应用于时间管理。另一方面，支持性环境通过脚手架式引导，将外部支持转化为时间监控与效能的内部能力。因此，解释了“对支持的利用度”的核心作用，即主动运用支持是资源转化为能力的关键杠杆；也揭示了城乡差异的深层影响，即乡村小学生因客观支持薄弱，更难发展时间管理能力。
基于研究发现，提出分层、分场景的干预方案。第一，按学段适配能力训练。对低年级小学生重点培养时间知觉，可通过具象化工具和游戏化任务强化对时间流逝的感知；对高年级小学生强化目标管理，通过设定目标、记录过程、改进差距进行训练。第二，矫正行为避免支持过度。家长需从“代管”转向“引导”，实践学生自主替代方案。第三，补偿资源实现城乡协同。例如，校内开设“时间管理微课程”进行校本干预、通过“家长工作坊”培训支持技能为家庭赋能。
4.5. 研究局限与展望
本研究采用的横断设计虽揭示变量间关联，但无法推断因果关系。可能是高效时间管理者更主动寻求社会支持，或拖延恶化导致社会支持减少。因此，也许会高估社会支持对学业拖延的直接效应，从而掩盖双向作用。未来可采用日记法追踪日常拖延情境，以及考虑交叉滞后分析检验社会支持、时间管理倾向、学业拖延的跨时间效应。再者，本研究未区分父母、教师、同伴支持的独立贡献，导致社会支持来源的效应混杂。建议今后采用多主体评价收集不同来源数据，并通过社会网络分析绘制社会支持来源的中心性与学业拖延的传播路径。此外，本研究未考察调节变量，比如心理资本、意志控制两类调节变量可能强化中介路径。后续研究应重视个体特质的缓冲作用，纳入调节变量以构建个体–情境交互模型。
5. 结论
本研究发现，社会支持对小学生学业拖延具有显著的直接抑制作用，同时通过提升时间管理倾向间接减少学业拖延行为。时间管理倾向在社会支持与学业拖延之间发挥部分中介作用，表明社会支持既能直接影响学业拖延，亦可通过增强学生的时间规划与自我监控能力改善拖延问题。因此，提升小学生的社会支持水平并针对性培养其时间管理倾向，是干预学业拖延的有效途径。
基金项目
重庆市社会科学规划项目博士项目(2022BS093)；2024年重庆市教育委员会人文社会科学研究一般项目(24SKGH311)。
NOTES
*通讯作者。