1 引言
日常性学业弹性是积极心理学领域的概念，指学生积极应对日常学习中遇到的挑战、挫折和困难的能力(Martin, 2009; Martin & Marsh, 2008)。已有研究表明，日常性学业弹性对中学生学业自信和动机水平均有重要影响作用(Martin & Marsh, 2008)，当学生的日常性学业弹性长期处于较低水平，可能导致焦虑、抑郁等负性情绪，甚至会对学生身心健康产生持久性伤害(Conley & Lehman, 2012)。因此关注日常性学业弹性的影响因素及作用机制对中学生学业能力发展和身心健康具有重要的理论意义和现实意义。
生态系统理论认为家庭环境是影响青少年成长的重要微观系统(Bronfenbrenner, 2005)。Piquero等(2012)研究发现，在影响个体发展的童年时期，15项环境风险因子中有14项来自家庭风险，如社会经济地位低、父母离异、父母冲突及粗暴的教养方式等。已有研究表明，家庭资源不足(Randolph et al., 2006)、家庭结构风险(Alexander et al., 2001)和家庭氛围风险(Martin & Marsh, 2008; Soheili et al., 2020)等单一家庭风险因素均对学生的学业弹性有显著影响。然而，家庭风险因素通常以累积或叠加的方式共同作用于个体发展，累积家庭风险对个体学业问题的影响更为严重(Evans et al., 2013)。累积家庭风险是指个体在现实情境中，面临的家庭风险因素往往不是单一的，而是多种风险因素协同发生，这些风险因素通过叠加和累积的方式影响个体发展，累积家庭风险因素越多，个体应对压力和逆境的能力越会被削弱(徐文明 等, 2020; Evans et al., 2013)。现有研究大多聚焦于单一或少数家庭风险因素对日常性学业弹性的影响(赵凤青, 俞国良, 2018)，而关于累积家庭风险与日常性学业弹性之间关系及作用机制的研究则相对匮乏。生态系统理论主张在真实环境中研究人类的发展(Bronfenbrenner, 2005)，同时考察家庭中的多个风险因素对日常性学业弹性的影响更符合现实情境。日常性学业弹性是一个动态过程(赵凤青, 俞国良, 2018; Furrer et al., 2014)，且累积家庭风险的影响通常需要较长时间才能显现(Lin & Seo, 2017)。因此，本研究旨在通过纵向的追踪设计，深入探究累积家庭风险对日常性学业弹性的影响及作用机制。
社会认知理论认为，自我效能感是个体应对挑战或面对新事物时的一种自信程度，是个体心理和行为发展的重要内部保护因素(Bandura, 1997)，通过增强自我效能感，个体可以更好地应对挑战、解决问题。自我效能感作为个体积极的内部心理资源，能够通过认知、动机、情感和选择过程调节个体功能，是个体发展的重要保护因素(Hamill, 2003)。在学校环境中，自我效能感对日常性学业弹性的发展具有重要的影响，是学业适应性良好的关键因素之一(Martin et al., 2010)。Yun等(2018)发现自我效能感显著预测大学生在第二语言学习中的日常性学业弹性。换言之，相信自己能力的学生更有可能在学习过程中克服挫折和挑战。以往研究发现，自我效能感对心理弹性的发展起到重要的保护作用，是其他变量影响心理弹性的重要中介变量(潘云波, 2018; 席居哲 等, 2012)，并且能够正向预测学生面对挑战时积极的态度、较高的学习投入和学习坚持性(Martin et al., 2010)，进而促进日常性学业弹性的提升。资源保存理论(Hobfoll, 1989)认为，个体在面对压力情景时，会努力保护和维持其心理资源(如自我效能感)。然而，当个体长期暴露于累积的家庭风险中时，其心理资源可能会逐渐损耗，导致应对能力的下降。因此，推测自我效能感能够在累积家庭风险和日常性学业弹性之间起中介作用。
对于中学生来说，除父母以外，同伴是青少年最主要的“重要他人”(Parker et al., 2015)，同伴支持可以作为一项重要的保护因素，缓冲家庭风险和青少年适应不良之间的关系(Criss et al., 2002; Schwartz et al., 2000)。大量实证研究证实了这一观点，表明同伴支持能够调节家庭风险与积极心理品质之间的关系。例如，同伴支持能够缓冲家庭支持缺失、家庭冲突频发和父母否认拒绝等对中学生积极心理品质发展带来的不良影响(Cutrín et al., 2015; Moore et al., 2018; Ulu-Yalçınkaya & Demir, 2018)。在对农村留守儿童的研究中发现，面对父母的拒绝时，同伴支持对问题行为不是起到直接的保护作用，而是通过提升个体的内部心理品质，进而减少问题行为的发生(王琼 等, 2019)。因此，当面临风险情境时，同伴支持主要通过提供情感支持、信息支持和工具性支持来促进学生的学业表现，其作用更多体现在外部帮助而非直接作用于内部心理机制(Furrer et al., 2014; Wentzel, 2009)。这一机制也符合个体−环境交互作用理论的基本观点，个体身心发展是个体内部因素与不同环境因素共同作用的结果(Luthar et al., 2000)，即同伴支持通过影响内在心理机制(如自我效能感)来调节学生的学业表现。因此，推测同伴支持调节累积家庭风险通过自我效能感影响其日常性学业弹性这一中介模型的前半段路径。
综上所述，为了对累积家庭风险与日常性学业弹性之间的关系与作用机制进行更深入的探讨，从而为中学生学业能力发展的干预提供实证支持和理论指导，本研究采用纵向追踪设计检验以下假设：假设1，累积家庭风险对中学生日常性学业弹性的纵向预测作用；假设2，自我效能感在二者之间的纵向中介作用；假设3，同伴支持在中介过程的前半路径的调节作用。假设模型如图1 所示。
2 研究方法
2.1 被试
采用整群抽样法，选取北京市两所普通中学初一到高二的785名学生为被试。首次施测于2022年1月期末考试后进行，收集人口学资料、累积家庭风险、同伴支持、自我效能感和日常性学业弹性数据，共获得635份问卷，剔除无效问卷后保留632份有效数据。为控制学业状态差异的影响，同年5月期中考试后再次施测，共采集772份问卷，剔除无效问卷后保留760份有效数据。两次测量数据匹配后，最终获得523份有效问卷。被试中男生277人(53%)，女生246人(47%)，初一163人(31%)，初二152人(29%)，初三134人(26%)，高一41人(8%)，高二33人(6%)，平均年龄14.03±1.29岁。
2.2 研究工具
2.2.1 累积家庭风险问卷
累积风险模型广泛用于多重风险建模，能稳健估计参数、准确识别重要高端风险，且易于解释(李董平，2012)。该模型先界定风险因素，通过统计学标准(如25或75百分位点)或先验理论(如家庭结构，没有同时和亲生父母/亲生母亲生活在一起界定为有风险)，然后进行二分化编码(1为“有风险”，0为“无风险”)，再将所有家庭风险指标相加得到累积家庭风险指数，指数越高表示风险越严重(Evans et al., 2013; Gerard & Buehler, 2004)。
基于已有研究，选取前人研究中使用较多的家庭资源、家庭结构和家庭氛围三方面的八个风险因素构建累积家庭风险指数(鲍振宙 等, 2014; 熊俊梅 等, 2020; Gerard ＆ Buehler, 2004)。
家庭资源风险：(1)父母受教育程度。参考Gerald和Buehler(2004)的研究，使用“父亲/母亲的文化程度”2个项目测量，父母有一方低于高中/中专/职中界定为有风险。(2)家庭经济困难。采用王建平等(2010)修订的经济压力问卷测量，Cronbach’s α系数分别为0.89(T1)，0.90(T2)，高于或等于第75百分位数界定为有风险。
通过将上述的8个家庭风险指标相加得到0～8的累积家庭风险指数，即被试所经历家庭风险因素的总数目，指数得分越高，表示个体面临更为严重的风险困境。
2.2.2 日常性学业弹性量表
2.2.3 自我效能感量表
采用王才康等(2001)修订的自我效能感量表(GSES)，该量表适用于中国文化背景下的中学生群体。包括10个项目，项目采用4点计分，计算所有项目均分，得分越高，自我效能感水平越高，Cronbach’s α系数分别为0.95(T1)，0.94(T2)。
2.2.4 同伴支持量表
2.3 施测程序
在获得教师和监护人的知情同意后，学生自愿填写问卷。问卷采用纸笔测试形式，以班级为单位在自习课时间集体施测。由于班级数量较多且需同时进行，主试由研究者本人、经过统一培训的学校心理老师和班主任共同担任。测试过程中，学生如有疑问可向主试询问，测试完成后问卷统一回收。
2.4 数据处理和统计分析
使用SPSS25.0进行数据管理和描述性统计分析，并采用Amos24.0构建纵向中介模型。通过非参数百分位Bootstrap法和PROCESS宏程序(Vision3.4)进行有调节的中介分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
为避免中学生自我报告数据可能存在的共同方法偏差，采用Harman单因素检验法(周浩, 龙立荣, 2004)对T1和T2数据进行分析。结果显示，提取的28个特征根大于1的公因子中，第一公因子变异量为21.56%，低于40%的临界标准，表明无明显共同方法偏差。
3.2 各变量的描述性统计和相关分析
各变量的描述统计及相关分析结果表明(见表1 )，无论在同一时间点上还是不同时间点上，累积家庭风险、自我效能感、日常性学业弹性和同伴支持四个变量两两之间显著相关。其中两个时间点的累积家庭风险均与两个时间点的日常性学业弹性、自我效能感和同伴支持呈显著负相关关系；日常性学业弹性、自我效能感和同伴支持三个变量之间均呈现两两显著的正相关关系。
表1 各变量的描述性统计和相关分析 |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
| 1.T1累积家庭风险 | 1.56 | 1.48 | |||||||
| 2.T2累积家庭风险 | 1.66 | 1.58 | 0.63*** | ||||||
| 3.T1自我效能感 | 2.89 | 0.70 | −0.38*** | −0.28*** | |||||
| 4.T2自我效能感 | 2.87 | 0.71 | −0.25*** | −0.38*** | 0.40*** | ||||
| 5.T1日常性学业弹性 | 3.91 | 0.86 | −0.39*** | −0.28*** | 0.65*** | 0.30*** | |||
| 6.T2日常性学业弹性 | 3.89 | 0.93 | −0.24*** | −0.36*** | 0.27*** | 0.54*** | 0.34*** | ||
| 7.T1同伴支持 | 4.31 | 0.85 | −0.35*** | −0.26*** | 0.45*** | 0.24*** | 0.49*** | 0.21*** | |
| 8.T2同伴支持 | 4.28 | 0.82 | −0.25*** | −0.36*** | 0.24*** | 0.40*** | 0.25*** | 0.41*** | 0.48*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 累积家庭风险和日常性学业弹性的交叉滞后分析
虽然部分家庭风险因子(如家庭经济困难和家庭结构)不受日常性学业弹性影响，但本研究涉及的累积家庭风险模型涵盖了八种风险。因此，不能排除日常性学业弹性是否会是其前因。为明确两者间的因果关系，采用Amos24.0软件对其进行交叉滞后检验。结果显示(见图2 )，在控制T1日常性学业弹性后，T1累积家庭风险能显著负向预测T2日常性学业弹性(β=−0.13, SE=0.05, p<0.01)；在控制了T1累积家庭风险后，T1日常性学业弹性不能显著预测T2累积家庭风险。这表明假设1成立，累积家庭风险是中学生日常性学业弹性的前因，具有纵向预测作用。
3.4 累积家庭风险对日常性学业弹性的影响：自我效能感的纵向中介作用
为检验自我效能感的中介作用，使用Amos24.0构建纵向中介模型。控制性别变量后(差异分析表明，各变量在2个时间点上年龄均不存在差异)，结果表明(见图3 )，T1累积家庭风险显著负向预测T2自我效能感(β=−0.12, SE=0.21, p<0.01)；控制T1日常性学业弹性后，T1累积家庭风险对T2日常性学业弹性的直接预测不显著；T2自我效能感显著正向预测T2日常性学业弹性(β=0.50, SE=0.02, p<0.001)。因此，自我效能感在累积家庭风险与日常性学业弹性间起纵向中介作用，假设2成立。在进行误差矫正后，根据温忠麟等(2004)模型拟合指数标准分析，模型拟合良好(χ2/df=2.82, GFI=0.98, CFI=0.97, NFI=0.96, RMSEA=0.06)。
3.5 累积家庭风险对日常性学业弹性的影响：同伴支持的调节作用
为检验同伴支持的调节作用，控制性别变量后，将所有变量进行标准化处理，采用PROCESS(Vision3.4)插件中的Model7对假设模型进行检验，并应用Bootstrap法(5000次抽样)进行取样，结果如表2 所示，T1累积家庭风险显著负向预测T2自我效能感(β=−0.17, SE=0.04, t=−4.23, p<0.001)，T1累积家庭风险和T2同伴支持的交互项预测作用显著(β=−0.08, SE=0.04, t=−1.99, p<0.05)，T1累积家庭风险对T2日常性学业弹性的预测作用显著(β=−0.11, SE=0.04, t=−2.87, p<0.01)，T2自我效能感对T2日常性学业弹性的预测作用显著(β=0.52, SE=0.04, t=13.72, p<0.001)。结果表明，T2同伴支持调节了T1累积家庭风险→T2自我效能感→T2日常性学业弹性这一中介模型的前半段路径(见图4 )，假设3成立。
表2 有调节的中介效应分析 |
| 结果变量 | 预测变量 | R | R2 | F | β | SE | t | LLCI | ULCI |
| T2自我效能感 | T1累积家庭风险 | 0.43 | 0.19 | 40.19*** | −0.17*** | 0.04 | −4.23 | −0.23 | −0.09 |
| T2同伴支持 | 0.37*** | 0.04 | 8.92 | 0.29 | 0.45 | ||||
| T1累积家庭风险×T2同伴支持 | −0.08* | 0.04 | −1.99 | −0.15 | −0.001 | ||||
| T2日常性学业弹性 | T1累积家庭风险 | 0.55 | 0.31 | 115.27*** | −0.11** | 0.04 | −2.87 | −0.18 | −0.03 |
| T2自我效能感 | 0.52*** | 0.04 | 13.72 | 0.44 | 0.59 |
为了进一步分析前半段路径的调节效应，将T2同伴支持分成低分组(M−1SD)和高分组(M+1SD)，对调节变量的前半路径分析发现，T1累积家庭风险对T2自我效能感的预测作用在T2低同伴支持水平时负向预测作用不显著(β=−0.10, p>0.05, 95%CI=[−0.20, 0.00])，T1累积家庭风险对T2自我效能感的预测作用在T2高同伴支持水平时显著(β=−0.24, p<0.001, 95%CI=[−0.35, −0.13])，并相较低水平同伴支持时负向预测作用增强。这说明随着同伴支持水平的增高，T1累积家庭风险对T2自我效能感的负向预测作用随之增强。
为了更清楚地揭示同伴支持调节效应的具体模式，分别取同伴支持和累积家庭风险M±1SD时自我效能感的值绘制简单斜率图(见图5 )。在同等水平的累积家庭风险条件下，与低同伴支持个体相比，高同伴支持的自我效能感水平更高。然而，高同伴支持个体处于高累积家庭风险时，其自我效能感水平也较低，说明同伴支持对自我效能感的保护作用降低。面对风险情境时，保护因素的调节作用主要分为“风险缓冲”模型(“雪中送炭”模型)和“风险增强”模型(“杯水车薪”模型)(李董平, 2012)。“雪中送炭”模型表明环境中的风险因素可以被个体的保护性资源缓冲或减轻。在这种调节模式的作用下，累积家庭风险与个体发展的负向联系会逐渐减弱，而“杯水车薪”模型表明随着累积家庭风险指数的增高，个体资源因素的保护作用逐渐被削弱(席居哲 等, 2012; Li et al., 2012)。该调节作用符合“杯水车薪”模式，同伴支持可以缓冲累积家庭风险对个体自我效能感的影响，但随着累积家庭风险水平的增高，同伴支持对累积家庭风险的缓冲作用也在逐渐减弱和丧失。
4 讨论
以往研究多从单一或少数风险因素探讨家庭风险对中学生日常性学业弹性的影响(Randolph et al., 2006; Soheili et al., 2020)。较少探讨累积家庭风险对日常性学业弹性的影响及其内部作用机制。本研究采用间隔5个月的纵向设计，构建有调节的中介模型，揭示了累积家庭风险跨时间影响日常性学业弹性的内在机制，弥补了横断研究和单一风险视角的不足，并从纵向角度阐明了因果关系，拓展了日常性学业弹性的研究范围。
研究发现，T1累积家庭风险显著预测T2日常性学业弹性，验证了生态系统理论的观点，即中学生日常性学业弹性的发展受多重家庭风险因素影响。自我效能感是日常性学业弹性发展的重要影响因素，这一关系已得到一系列横向研究的支持(Dahal et al., 2018; Martin et al., 2010)。通过纵向中介模型检验，进一步证实中学生累积家庭风险、自我效能感和日常性学业弹性的密切关系，结果发现T2自我效能感在T1累积家庭风险和T2日常性学业弹性之间起纵向中介作用，T1累积家庭风险可以通过T2自我效能感这一中介变量预测T2日常性学业弹性。这一研究结果可能是由于自我效能感会受到来自家庭的多重风险因素的影响，这些家庭风险因素对未成年人来说往往是严重的逆境且可能无法成功应对，长时间处于这种多重风险环境中会损害其自我效能感的发展(Sandler, 2001)，日常性学业弹性也会受到影响。具体而言，当中学生面临家庭经济困难、亲子分离、家庭成员亲密度低、家庭冲突频发等一系列叠加风险时，容易被家庭忽略或以粗暴方式对待，个体自尊、自我信念就会受到影响，造成较低的自我效能感，降低自我学业能力信念，影响日常性学业弹性的发展(Forehand et al., 1998)。
一方面，研究结果发现同伴支持对T1累积家庭风险→T2自我效能感→T2日常性学业弹性这一中介过程具有调节作用，具体表现为T2同伴支持调节中介链条的前半段路径，即同伴支持调节累积家庭风险对自我效能感的负向影响。研究结果发现，同伴支持可以缓冲累积家庭风险对自我效能感的负面影响，从而促进日常性学业弹性的发展。这与以往的研究结果一致，来自同伴的情感支持，能够帮助个体更好地应对压力，并缓解风险因素对心理发展的不利影响(King, 2015; Wentzel et al., 2009)，进一步支持了动机弹性的内外部动态模型，即当学生面临累积家庭风险的威胁时，同伴支持可以缓冲风险因素对自我效能感的影响。
同时，随着同伴支持水平的增高，T1累积家庭风险对T2自我效能感的负向预测作用随之增强，具体而言，当家庭风险较低时，高同伴支持能够有效缓冲家庭风险对自我效能感的负面影响；当家庭风险较高时，同伴支持的保护作用可能被削弱，导致累积家庭风险对自我效能感的负向预测作用增强。这与“杯水车薪”模式相吻合，即保护因素的作用在高风险情境下可能被削弱。这也支持了压力易损性模型(Li et al., 2012)，保护因素作用是存在局限性的，当中学生处于高累积家庭风险情境时，他们对家庭的温暖、父母的关爱更加渴望，甚至会忽视其他人的帮助(周宗奎 等, 2005)。这样的观念会导致他们感知到的同伴支持较少，或忽略同伴的支持与帮助，这也导致同伴支持在促进其积极心理品质发展时起到的作用有限。结果提醒教育工作者，同伴支持和个体积极心理品质的培养固然重要，但是也不宜过分夸大其作用，更应着眼于中学生家庭系统环境的改善，以此提高其心理健康水平和学业耐挫力。
本研究存在一定的局限性。首先，被试仅选取北京市两所中学学生，未来需扩大样本范围以验证结果的普适性。其次，数据均为学生自我报告，尽管考虑到共同方法偏差的控制，未来还应从多角度收集数据以提高结果的稳定性。最后，未控制其他风险(如个人和社会风险)，未来研究可在控制其他风险的基础上进一步探讨家庭风险的影响。
5 结论
(1)累积家庭风险对日常性学业弹性纵向有调节的中介模型成立，其中自我效能感起中介作用，同伴支持起调节作用；(2)面临低累积家庭风险的个体，增强自我效能感和同伴支持等积极资源可以缓冲家庭风险对学业发展造成的负面影响；(3)面临高累积家庭风险的个体，家庭系统环境的改善对其日常性学业弹性水平的提高作用更大。