基于结构方程模型探讨护理本科生学业拖延的影响因素

耿可，徐东娥，赵美红，钱湛

(1.浙江中医药大学 护理学院，浙江 杭州310053；2.浙江省立同德医院 护理部，浙江 杭州 310012；3.杭州市中医院 重症医学科，浙江 杭州 310007)

拖延是指故意延迟所必须任务的一种非理性倾向[1]。研究[2-3]发现，约有60%～70%大学生存在学业拖延行为，35.6%的大学生着有比较严重的学业拖延行为。研究[4-5]表明,学业拖延会导致学生学业任务无法按时完成，造成学习成绩下降；严重的学业拖延行为还会影响大学生就业，导致教育资源的浪费。近年来，国内外学者开始探索学业拖延的各类影响因素[6-9]，其中包括个体自身的因素，也包括外界环境的因素。黄希庭[7]研究发现，时间管理倾向与学业拖延之间存在着负相关关系，时间管理倾向即个体在管理和利用时间时表现出来的一系列心理或行为特征。同时，亦有研究[8-9]发现，人格特质中的神经质和严谨性与拖延有着显著的关系，但具体关系性质与影响力大小值得进一步探讨。由于以往研究多讨论自变量影响因素与因变量学业拖延之间的关系，较少涉及各影响因素之间的相互作用及其对学业拖延的共同作用。本研究根据文献研究法构建理论模型，将学业拖延与时间管理倾向、神经质和严谨性共同纳入结构方程模型并加以验证，从而探讨各因素对学业拖延的直接或间接影响，以期为高校管理者和教育者进行针对学业拖延的进一步研究提供参考。

1 对象与方法

1.1 研究对象 2018年3-5月，方便抽样法选取浙江、安徽两省3所高校的护理本科生为研究对象。纳入标准：(1)2015～2017级全日制在校护理本科生；(2)知情同意，自愿参与本研究；(3)无精神/心理类疾病史者。本研究共纳入634名护理本科生，其中，男35名(5.5%)，女599名(94.5%)；年龄17～26岁，平均(20.3±1.4)岁；城镇182名(28.7%)，农村452名(71.3%)；一年级261名(41.1%)，二年级209名(33.0%)，三年级164名(25.9%)。

1.2 研究工具 (1)一般资料问卷 ：由研究者参考相关文献自行设计，内容包括年龄、性别、年级、生源地等内容。(2)学业拖延量表(procrastination assessment scale-students,PASS)：该量表是由Solomon等[1]编制，本研究采用由关雪菁[10]修订翻译的中文版PASS量表。调查学生在撰写学期论文、复习备考、完成周作业、学业上的行政性事务、列席性事务和一般学校活动等6方面的拖延情况。每项任务的第一题表示拖延行为的倾向性，第二题表示由于拖延行为带来的影响，第三题表示减少拖延行为的意愿。采用Likert 5级评分法，“从来没有”计1分、“几乎没有”计2分、“偶尔”计3分、“经常”计4分、“总是”计5分。由于本研究着重探讨影响因素对拖延行为的关系，因此只采用拖延倾向性部分。该部分共18个条目，总分为各条目得分相加之和，得分范围为6～24分，得分越高，表明本科护生学业拖延倾向越高。最后根据量表各部分拖延倾向总分，划分出学业拖延行为的程度：6～12分为低水平，13～23分为中等水平，24分及上则为高水平[11]。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.763。(3)人格特质量表(neuroticism,extraversion,openness to experience，NEO)：该量表是由 Costa等[12]于1987年所编制，本研究采用由张建新等[13]翻译的中文版大五人格量表。该量表采用 Likerts 5级计分法，由神经质、外倾性、开放性、宜人性、严谨性5个维度组成。从“非常不同意”到“非常同意”，分别计1～5分，各条目相加得分之和为量表总分，满分为24～120分。其中严谨性和神经质可以有效预测学业拖延，被广泛用于学业拖延相关研究[8]。因此本研究运用严谨性和神经质2个分量表，共24个条目。本研究中两个分量表Cronbach’s α系数分别为 0.80和0.87。(4)时间管理倾向量表(time management disposition scale,TMDS)：该量表由黄希庭等[14]编制，包括时间价值感、时间监控观和时间效能感量表3个分量表，共44个条目。该量表采用 Likerts 5级计分法，从 “完全不符合”至“完全符合”分别计1～5分，各条目相加得分之和为量表总分，量表总分为44～220分，得分越高，表明其时间管理能力越好。本研究中总量表Cronbach’s α系数为0.915，三个分量表Cronbach’s α系数分别为0.757，0.840和0.781,表明该量表信效度良好。

1.3 模型构建 结构方程模型(structural equation modeling，SEM)[15]是结合了因子分析和路径分析的一种统计学方法。SEM多用以检验模型中各变量间的关系，通常由理论或经验指导构建假设模型图，再通过SEM进行验证。本研究假设潜变量神经质、严谨性与时间管理倾向直接或间接影响测量变量学业拖延进行模型构建，以AMOS 24.0为验证工具，对变量进行路径分析并检验模型的配适度。根据温忠麟等[16]建议的结构方程拟合指数参考标准，即卡方自由度之比(chi-square/degree of freedom,χ2/df)≤0.3；近似均方根残差(root mean square error of approximation,RMSEA)≤0.5；适配度指数(goodness-of-fit index，GFI)；调整后适配度指数(adjusted goodness-of-fit index，AGFI)；规准适配度指数(normed fit index，NFI)等值越均≥0.90，验证模型拟合指数越接近参考值，则表示该模型配适度越好，反之则对模型进行调适。

1.4 资料收集 由研究者统一发放问卷,向研究对象说明本研究的目的和意义，征得研究对象同意后，现场发放问卷并当场收回，填写时间在5～15 min。本研究共发放问卷706份，回收问卷682份，剔除不合格问卷48份，最终得到有效问卷634份，问卷的有效回收率为89.8%。

2 结果

2.1 护理本科生学业拖延及各因素得分情况 最终纳入的634名护理本科生学业拖延得分(14.07±3.89)分，得分范围在(6～30)分。其中，低水平拖延者222名(35.0%)、中等水平拖延者403名(63.6%)、高水平拖延者9名(1.4%)。

2.2 护理本科生学业拖延相关情况 运用Pearson相关分析本科护生神经质和严谨性、时间管理倾向与学业拖延的关系，结果表明，学业拖延与时间管理倾向各维度、严谨性呈负相关，而与神经质则呈正相关(P<0.01)。见表1。

表1 护理本科生学业拖延与人格特质、时间管理倾向的相关性(r)

a：P<0.05

2.3 护理本科生学业拖延影响因素的结构方程模型 运用AMOS 24.0对假设模型进行验证性分析发现该模型可识别，但拟合指数不够理想，未能达到配适标准(表2)，初始模型路径及参数见图1。KARL[17]等表示，修正指标大于7.882时方可进行修正，因此，根据模型修正指数对原始模型进行修正，最终得出拟合指数良好(见表2)，修正后的模型路径及参数，见图1。路径参数结果表明各路径均与学业拖延相关(均P<0．05)，详见表3。

表2 护理本科生学业拖延影响因素的结构方程模型拟合指数

图1 学业拖延影响因素初始模型路径图

模型路径路径系数标准误临界值(C.R.)标准化路径系数P时间管理倾向←神经质0.0290.0530.5440.031>0.01时间管理倾向←严谨性0.2930.0684.3000.250<0.01学业拖延←神经质0.0470.0212.2770.134<0.01学业拖延←严谨性-0.0350.027-1.270-0.213 <0.01学业拖延←时间管理倾向-0.0270.024-1.098-0.241<0.01时间效能感←时间管理倾向1.000--0.861-时间监控管←时间管理倾向1.8310.09718.8830.918<0.01时间价值感←时间管理倾向1.2730.08015.8560.761<0.01撰写学期论文←学业拖延1.000--0.675-复习备考←学业拖延0.9750.1059.2530.555<0.01学业任务←学业拖延1.2960.12810.1410.788<0.01管理任务←学业拖延0.8880.1187.5340.534<0.01列席任务←学业拖延0.5760.1145.0030.355<0.01在学校行为←学业拖延0.9560.1158.3300.599<0.01

此外，运用AMOS中的Bootstrap检验该模型中介效应，结果显示神经质和严谨性对学业拖延的影响，通过时间管理倾向传递的中介效应，差异有统计学意义(P<0．05)，具体效应值见表4。在控制了中介变量时间管理倾向后，自变量神经质和严谨性对因变量学业拖延的影响也十分显著，时间管理倾向起到了部分中介作用，神经质、严谨性对学业拖延的总效应共解释45.15%的方差变异。

表4 神经质和严谨性通过时间管理倾向对学业拖延影响的路径分析

3 讨论

3.1 护理本科生群体学业拖延及一般资料状况 本研究结果显示，低水平学业拖延者占35.0%，中等水平学业拖延者占63.6%，高水平学业拖延者占1.4%。护理本科生学业拖延现象较普遍，护理本科生中等水平拖延所占比重较大，该结果与甘良梅等[3]研究相一致。表明护理本科生对自身学业方面认识不够深刻，自我约束能力不足，容易发生学业拖延行为。相关管理人员应加以重视并积极采取有力措施改善学生学业拖延状况，从而减少其学业拖延行为。

3.2 护理本科生学业拖延相关及结构方程模型状况 本研究结果显示，神经质对学业拖延存在正向作用，而严谨性对学业拖延则为负向作用，与王武[8]的研究结果一致。这表明神经质得分越高学业拖延倾向越严重，原因可是时由于神经质型人格情绪波动较大，易受外界因素影响，在处理学业任务时易被干扰从而产生学业拖延行为。严谨性较强者则具有较强的自我约束能力，因而严谨性得分较高者出现学业拖延的可能性较小。本研究结果显示，时间管理倾向对学业拖延起负向作用，该结果与Liu等[6]、张小聪等[18]的研究结果一致。一般来说，时间管理倾向得分高者时间观念相对较强，对待时间的态度端正，能够及时有效的处理学业任务。相反，时间管理倾向得分低者不擅长合理把控时间，因此有着较严重的学业拖延行为。

本研究结果显示，时间管理倾向在神经质、严谨性与学业拖延之间存在中介作用，差异有统计学意义(P<0．05)，这与以往研究[19-20]结果相一致。即考虑到时间管理倾向这一变量，神经质和严谨性对学业拖延的影响效果有明显变化。可能的原因是学业任务期限越来越近时，高神经质者会更加焦虑和烦躁，不能很好地管理和利用时间，无法将注意力放在学业任务上，且由于时间紧迫从而草草完成任务或进一步拖延。而在相同情况下严谨性得分较高者头脑则相对冷静，严谨性强的人在时间管理方面能够较好的规划，意识到危机感以后能够合理规划时间并采取行动来弥补自己的拖延行为，能够较为及时的完成任务[21]，不容易发生拖延行为。此外，有研究[22]表明，个体产生拖延的原因往往是其不善于控制自我行为，也不擅长对自我时间进行合理规划所致。因此高校管理人员要充分利用时间管理倾向这一中介效应，采取合理的方式如团体干预、心理辅导等合理引导学生健全心理的发展，从而减少学生学业拖延行为。

4 小结

由于本研究仅涉及了心理因素，在今后的研究中应考虑将人口学特征等纳入结构方程模型。本研究采用自测问卷的方式，得到结果的准确性和客观性有待提高，后续的研究可考虑将自评、他评和测试相结合的模式。此外，在研究类型方面应更加多样化，如开展干预性研究、质性研究等从而更加全面系统地帮助护理本科生改善学业拖延状况提供依据。