科技和产业

模型	因子结构	χ²/df	RMSEA	CFI	TLI	SRMR
六因子模型	A,B,C,D,E,F	471.655	0.560	0.953	0.928	0.043 8
五因子模型	A+B,C,D,E,F	682.123	0.714	0.920	0.905	0.055 2
四因子模型	A+B+C,D,E,F	1 033.969	0.125	0.874	0.866	0.060 3
三因子模型	A+B+C+D,E,F	2 051.630	0.196	0.715	0.647	0.151 2
二因子模型	A+B+C+D+E,F	2 653.102	0.208	0.616	0.507	0.174 9
单因子模型	A+B+C+D+E+F	4 065.827	0.268	0.381	0.321	0.261 4

模型	因子结构	χ²/df	RMSEA	CFI	TLI	SRMR
六因子模型	A,B,C,D,E,F	471.655	0.560	0.953	0.928	0.043 8
五因子模型	A+B,C,D,E,F	682.123	0.714	0.920	0.905	0.055 2
四因子模型	A+B+C,D,E,F	1 033.969	0.125	0.874	0.866	0.060 3
三因子模型	A+B+C+D,E,F	2 051.630	0.196	0.715	0.647	0.151 2
二因子模型	A+B+C+D+E,F	2 653.102	0.208	0.616	0.507	0.174 9
单因子模型	A+B+C+D+E+F	4 065.827	0.268	0.381	0.321	0.261 4

变量	性别	年龄	学历	工作年限	企业性质	非工作时间工作连通行为	趋近倾向	回避倾向	自我效能感	工作疏离感	工作拖延行为
性别	1
年龄	0.058	1
学历	-0.081	-0.230^*	1
工作年限	-0.012	-0.106	0.018^**	1
企业性质	-0.157	0.004	-0.011	0.107	1
非工作时间工作连通行为	0.084	0.170	0.230	0.011	0.108^**	1
趋近倾向	0.068	0.120	0.019	-0.002	0.236	0.330	1
回避倾向	0.031	0.120	0.002	0.070	0.017	0.064	0.729	1
自我效能感	0.034	-0.035	0.061	0.021	0.013	0.048^***	0.701	-0.03	1
工作疏离感	-0.028	0.065	-0.032	0.031	0.005	-0.067^***	-0.055	0.018	-0.026	1
工作拖延行为	-0.013	-0.012	0.024	0.024	0.012	0.012	0.019	0.048	-0.134^***	0.010^***	1
均值(M)	1.55	1.98	3.21	2.65	3.48	2.60	2.53	1.38	3.39	3.28	2.88
标准差(SD)	0.50	0.94	0.83	4.57	0.48	0.68	0.68	0.59	1.42	1.23	0.60

变量	性别	年龄	学历	工作年限	企业性质	非工作时间工作连通行为	趋近倾向	回避倾向	自我效能感	工作疏离感	工作拖延行为
性别	1
年龄	0.058	1
学历	-0.081	-0.230^*	1
工作年限	-0.012	-0.106	0.018^**	1
企业性质	-0.157	0.004	-0.011	0.107	1
非工作时间工作连通行为	0.084	0.170	0.230	0.011	0.108^**	1
趋近倾向	0.068	0.120	0.019	-0.002	0.236	0.330	1
回避倾向	0.031	0.120	0.002	0.070	0.017	0.064	0.729	1
自我效能感	0.034	-0.035	0.061	0.021	0.013	0.048^***	0.701	-0.03	1
工作疏离感	-0.028	0.065	-0.032	0.031	0.005	-0.067^***	-0.055	0.018	-0.026	1
工作拖延行为	-0.013	-0.012	0.024	0.024	0.012	0.012	0.019	0.048	-0.134^***	0.010^***	1
均值(M)	1.55	1.98	3.21	2.65	3.48	2.60	2.53	1.38	3.39	3.28	2.88
标准差(SD)	0.50	0.94	0.83	4.57	0.48	0.68	0.68	0.59	1.42	1.23	0.60

变量	自我效能感	工作疏离感	工作拖延行为
截距		1.972	2.838	3.102	3.154	2.347	2.650	2.902	2.563	1.228	0.681
控制变量	性别	0.043	0.121	0.064	0.073	0.036	0.026	-0.058	-0.013	-0.041	-0.125
年龄	0.050	0.018	0.034	0.012	0.031	0.105	0.025	0.061	0.047	0.052
学历	0.011	0.057	0.021	0.019	0.003	0.174	-0.206	-0.017	-0.048	-0.103
工作年限	0.026	0.008	0.003	0.005	0.002	0.003	-0.116	-0.038	-0.050	-0.149
企业性质	0.153	0.104	0.058	0.113	0.107	0.182	0.104	0.143	0.035	0.056
自变量	非工作时间工作连通行为		0.021^**	0.025^*		0.083^*	0.068^**		0.171	0.020	0.045
调节变量	趋近倾向			0.534^**		-0.319
回避倾向						0.635^***
中介变量	自我效能感									-0.622^**
工作疏离感										0.540^**
R²	0.022	0.220	0.617	0.118	0.443	0.602	0.022	0.046	0.554	0.658
ΔR²	0.022	0.201	0.587	0.118	0.313	0.259	0.022	0.026	0.104	0.127

变量	自我效能感	工作疏离感	工作拖延行为
截距		1.972	2.838	3.102	3.154	2.347	2.650	2.902	2.563	1.228	0.681
控制变量	性别	0.043	0.121	0.064	0.073	0.036	0.026	-0.058	-0.013	-0.041	-0.125
年龄	0.050	0.018	0.034	0.012	0.031	0.105	0.025	0.061	0.047	0.052
学历	0.011	0.057	0.021	0.019	0.003	0.174	-0.206	-0.017	-0.048	-0.103
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自变量	非工作时间工作连通行为		0.021^**	0.025^*		0.083^*	0.068^**		0.171	0.020	0.045
调节变量	趋近倾向			0.534^**		-0.319
回避倾向						0.635^***
中介变量	自我效能感									-0.622^**
工作疏离感										0.540^**
R²	0.022	0.220	0.617	0.118	0.443	0.602	0.022	0.046	0.554	0.658
ΔR²	0.022	0.201	0.587	0.118	0.313	0.259	0.022	0.026	0.104	0.127

中介变量	间介效应	标准误	95%置信区间
自我效能感	0.05	0.03	[0.028, 0.181]
工作疏离感	0.05	0.03	[0.076, 0.263]

中介变量	间介效应	标准误	95%置信区间
自我效能感	0.05	0.03	[0.028, 0.181]
工作疏离感	0.05	0.03	[0.076, 0.263]

非工作时间工作连通行为对工作拖延行为的影响机制

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张译之 , 潘清泉

科技和产业 | 治理绩效 2025,25(10): 319-324

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科技和产业 | 治理绩效 2025, 25(10): 319-324

非工作时间工作连通行为对工作拖延行为的影响机制

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张译之, 潘清泉

作者信息

广西科技大学经济与管理学院, 广西柳州 545006

张译之(1999—),女,湖南长沙人,硕士研究生,研究方向为人力资源管理;

潘清泉(1968—),男,广西象山人,博士,教授,硕士研究生导师,研究方向为人力资源管理。

The Influencing Mechanism of Work Connectivity Behavior After-hours on Procrastination at Work

Yizhi ZHANG, Qingquan PAN

Affiliations

School of Economics and Management, Guangxi University of Science and Technology, Liuzhou, Guangxi, 545006, China

出版时间: 2025-05-25

文章导航

摘要

收起

基于趋避模型,以自我效能感和工作疏离感为中介变量,趋近倾向和回避倾向为调节变量,构建非工作时间工作连通行为对员工工作拖延行为的理论模型。对281份员工问卷数据进行处理、分析。结果表明,非工作时间工作连通行为与趋近倾向正向交互影响自我效能感,并通过自我效能感减少工作拖延行为的产生;非工作时间工作连通行为与回避倾向正向交互影响工作疏离感,并通过工作疏离感促使工作拖延行为的产生。

关键词

非工作时间工作连通行为 / 趋近-回避倾向 / 自我效能感 / 工作疏离感 / 工作拖延行为

Abstract

收起

Based on the avoidance model, self-efficacy and work alienation were used as mediating variables, and approaching propensity and avoidance propensity were moderating variables, and a theoretical model of work connectivity behavior after-hours on employees’ procrastination was constructed. The data of 281 employee questionnaires was processed and analyzed. The results show that work connectivity behavior after-hours and approach tendency positively interacts with self-efficacy, and reduces the generation of procrastination at work through self-efficacy. Work connectivity behavior after-hours and avoidance tendency positively interact with work alienation and promote procrastination through work alienation.

Key words

work connectivity behavior after-hours / approach-avoidance tendency / self-efficacy / work alienation / procrastination at work

引用本文

张译之, 潘清泉. 非工作时间工作连通行为对工作拖延行为的影响机制. 科技和产业, 2025 , 25 (10) : 319 -324 .

Yizhi ZHANG, Qingquan PAN. The Influencing Mechanism of Work Connectivity Behavior After-hours on Procrastination at Work[J]. Science Technology and Industry, 2025 , 25 (10) : 319 -324 .

正文

收起

随着数字化技术的迅速发展,微信、钉钉、ZOOM等电子通信手段在工作场所中使用越来越广泛,使得员工在非工作时间、非工作场所可以处理工作事务^[1]。这种在非工作时段员工通过移动通信设备和技术开展工作活动并完成工作任务的行为被称为非工作时间工作连通行为(work connectivity behavior after-hours,WCBA)^[2-3]。日渐频发工作持续连通现象,将对员工产生何种影响?学者们针对这一问题展开了广泛的研究,得出两种不同的观点:一方面有学者认为会给员工带来积极的影响,如增强工作灵活性和控制感、提高工作效率^[4]等;另一方面有学者认为会给员工带来消极影响,如降低员工工作绩效^[5]、引发工作-家庭冲突^[6]等。从上述矛盾的研究结论可以看出,WCBA的影响后效具有两面性,不能仅从单方面角度考察其积极或消极影响。基于此提出以下问题:员工对于WCBA是否表现出差异化的行为反馈?其影响因素是什么?

为解决上述问题, 本文引入趋避模型(model of approach-avoidance tendency)应用于WCBA的职场情境下,考察员工趋避倾向在WCBA影响过程中的作用对其应对WCBA时不同的反应和态度的影响。趋避模型提出,个体的趋近或回避倾向决定了其对外界刺激的反馈机制^[7]。在职场中,具有高趋近倾向的员工在WCBA的情境下会采取积极的应对方式,及时主动地完成工作任务;具有高回避倾向的员工则会选择消极的应对方式,设法拖延甚至回避工作任务。基于此,选取工作拖延行为作为结果变量。工作拖延行为(procrastination at work)是指员工主动推迟开始或完成某一项既定工作的行为^[8],并被认为是最具挑战性的个人消极行为之一,深刻影响着员工的生活和组织的发展。Hen和Goroshit^[9]表明有40%的成年人表示受到过拖延的困扰。此外,以往对WCBA影响效应的研究主要集中在员工的积极态度和行为上,对其消极结果关注较少。因此,学者和管理者有必要对WCBA的影响后效有一个全面且深入的考察,以期帮助员工及企业规避负面影响带来的风险和危害。

邹艳春等^[10]指出压力源通过认知引起行为反应。在趋避倾向的调节作用下,压力源往往通过心理认知驱动相应的行为反应。因此,本文进一步关注WCBA对工作拖延行为影响过程中的认知机制问题。面对WCBA,高趋近倾向的员工会充分利用空余时间完成额外的工作,以此保证较高工作效率,因此他们对自己的工作能力会更有信心,这使得他们的自我效能感(self-efficacy)增强。而自我效能感能激发员工的工作动力,从而减少工作拖延行为的产生。反之,存在高回避倾向的员工容易产生回避工作的意识,进而引发工作疏离感(work alienation)。工作疏离感会降低员工的工作热情,从而引发工作拖延^[11]。据此,基于趋避模型,本文认为WCBA会在趋避倾向的调节下,通过自我效能感和工作疏离感这两种不同的心理认知对工作拖延行为产生影响。

综上,基于趋避模型,构建WCBA对工作拖延行为的双路径效应模型,从趋近倾向和回避倾向两条路径考察,WCBA分别通过自我效能感和工作疏离感这两种认知机制对工作拖延行为产生的影响。

1 假设提出

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1.1 趋近视角下非工作时间工作连通行为与自我效能感的关系

非工作时间工作连通行为是指在非工作时段员工通过移动通信设备和技术完成工作任务并开展工作活动的行为^[2-3]。根据趋避模型,员工受到外界的刺激后心理认知会改变,进而产生相应的趋避反应^[8],这意味着心理认知在外界刺激与个体行为反应之间起中介作用。基于此,本文认为,高趋近倾向的员工面对WCBA时会产生自我效能感。自我效能感是个体对自己能力的信心程度,代表个体对自我能力的一种重要心理认知^[12]。存在高趋近倾向的个体更偏好于积极刺激,他们会主动创造并想方设法维持积极刺激,以满足自身对此的需求。因此,他们会试图改变下班后持续保持工作连通的这种情况。为了达成上述目的,高趋近倾向的员工将付出更多的努力改进现有程序,主动发现现存的问题,并投入大量的时间和纠正这些问题^[13],随着员工需求逐渐得到满足,其解决问题的能力越来越强,员工对自己的工作能力愈发有自信,从而提升自我效能感。据此,提出以下假设。

H1:WCBA和趋近倾向正向交互影响自我效能感。即员工存在越高的趋近倾向,WCBA对自我效能感的影响越强。

1.2 回避视角下非工作时间工作连通行为与工作疏离感的关系

工作疏离感是指员工在工作中产生的无力、疏远、冷漠甚至消极抵抗的心理体验,是员工低工作投入状态的体现^[14]。高回避倾向的员工拥有知难而退、不思进取的人格特征,因此,当他们遇到消极刺激时,会不自觉地产生排斥、远离的动机,进而引发回避刺激的心理反应和行为^[8]。当这类员工在下班后被安排处理工作时,被迫加班的压力笼罩着他们,持续的工作连通让他们感觉到是被干扰,难以从工作中脱离,而他们通常也不会主动排解压力,无法积极地解决问题或者寻求他人帮助。高回避倾向员工为了维护自身利益不受到损害,会希望在下班之后断开与工作的联系。随着WCBA愈发频繁,高回避倾向的员工愈发认为在工作中自己处于被动地位,进而形成一种恶性循环,最终在这一过程中与工作分离感愈发强烈,导致工作疏离感增强^[14]。据此,提出以下假设。

H2:WCBA和回避倾向正向交互影响工作疏离感。即员工存在越高的回避倾向,WCBA对工作疏离感的影响越强。

1.3 自我效能感与工作拖延行为

工作拖延行为是压力作用下的结果,其特征是个体缺乏自我调节,因此他们会对即将到来的工作任务感到恐惧或忧虑^[15]。首先,自我效能感在自我调节中起着核心作用,它通过影响个体意志的形成和强度,增强个体意志力和行动力。高自我效能感能够激发员工的内在动力,提高他们在工作中的主动性和参与度,促进个人履行工作职责,从而提高个人的工作效率和活力^[16],所有这些因素都有助于减少工作拖延症。其次,具有高趋近倾向的员工会更加热衷于追求职业发展,争取更多的工作机会^[10],加上对自己工作能力的自信以及对工作资源的保护,他们会减少工作拖延行为的产生。据此,提出以下假设。

H3:自我效能感正向影响工作拖延行为。

1.4 工作疏离感与工作拖延行为

由于当下的工作无法满足员工的需求和期待,久而久之,员工的工作动力和工作激情减少。当下班后员工难以切断与工作的联系时,会倍感枯燥和压力,此时员工会倾向于留在自己的“舒适圈”内,无限延长完成工作的时间,从而出现工作拖延行为。此外,工作疏离感是员工低工作投入状态的体现^[13],因此,随着员工工作疏离感增强,员工花费在工作上的时间和精力会减少。在非工作时间内,员工更倾向于将注意力转移到非工作事务上,从而回避、推迟完成工作任务,造成工作拖延行为^[10]。据此,提出以下假设。

H4:工作疏离感负向影响工作拖延行为。

1.5 有调节的中介模型构建

基于上述假设,本文基于趋避模型,将自我效能感和工作疏离感作为中介变量,趋近倾向和回避倾向作为调节变量,构建起非工作时间工作连通行为与工作拖延行为的有调节的中介模型。概括而言,在趋近倾向的调节作用下,参与WCBA的员工会积极主动地解决工作问题,进而引发自我效能感,最终减少工作拖延行为的产生;在回避倾向的调节作用下,员工面对WCBA会产生抵触厌恶的消极情绪,进而引发工作疏离感,最终增加工作拖延行为的产生。基于此,提出以下假设。

H5:趋近倾向在WCBA影响自我效能感进而影响员工工作拖延行为的间接路径中起调节作用。具体而言,员工的趋近倾向越强,WCBA通过自我效能感正向影响员工工作拖延行为的间接效应越强;

H6:回避倾向在WCBA影响工作疏离感进而影响员工工作拖延行为的间接路径中起调节作用。具体而言,员工的回避倾向越强,WCBA通过工作疏离感负向影响员工工作拖延行为的间接效应越强。

2 研究方法

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2.1 研究样本与测量

本文采用问卷调查法进行数据收集,样本为来自武汉、深圳、广州等多地的在职员工,涉及金融、传媒、建筑等不同行业。共计发放问卷330份,有效问卷共281份,有效回收率为85.18%。在本次被试样本信息中,男性占51.43%,女性占48.57%;本科学历占56.12%,研究生及以上学历占3.53%。

2.2 测量工具

本研究所采用量表均为国内外学者广泛使用的成熟量表,并严格遵循互译原则进行合理翻译。

非工作时间工作连通行为。采用马红宇等^[2]开发的量表,共3个题项,如“在非工作时间,与工作有关的人因工作原因通过电话、邮件或短信联系我”等。该量表的Cronbach’s α为0.874。

趋近倾向和回避倾向。采用Carver和White^[15]编制的量表,共20个题项。其中,趋近倾向量表包含13题,如“当我拥有了追求的目标时,我会尽自己全力去争取”回避倾向量表包含7题,如“当我认为自己在某些方面做法欠妥时,我会感到担心”等。趋近倾向量表的Cronbach’s α为0.915,回避倾向量表的Cronbach’s α为0.926,

自我效能感。采用Schwarzer等^[16]编制的量表,共10个题项,如“只要我足够努力,我就有办法解决难题”等。该量表的Cronbach’s α为0.871。

工作疏离感。采用Nair和Vohra^[14]编制的量表,共4个题项,如 “我的日常工作使我感到痛苦和乏味”等。该量表的Cronbach’s α为0.928。

工作拖延行为。采用Kühnel等^[7]编制的量表,共6个题项,如“虽然工作任务很重要,但我还会推迟完成”。该量表的Cronbach’s α为0.853。

控制变量。参照Eerde和Venus^[17],选取性别、年龄、学历、工作年限、企业性质作为控制变量。

2.3 分析策略

采用SPSS 27.0和 Mplus 7.0 对样本数据进行处理分析。首先,采用SPSS 27.0对涉及的变量进行验证性因子分析。其次,采用SPSS 27.0进行描述性统计分析与相关分析。最后,使用Mplus 7.0进行层级回归分析来检验研究假设。

3 研究结果

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3.1 验证性因子

利用SPSS 27.0进行验证性因子分析,以此检验模型拟合度(RMSEA<0.08、CFI>0.90、SRMR<0.08为可接受标准),结果如表1所示。由表1可知,六因子模型的拟合程度最优,具体拟合指数为:χ²/df=471.655,RMSEA=0.560,CFI=0.953,TLI=0.928,SRMR=0.043 8,说明6个变量之间区分效度良好。

采用Harman单因子检验法,通过SPSS27.0进行主成分分析,结果得到主因子变异解释量为35.29%,小于40%,表明数据中共同方法偏差影响在允许范围内。

3.2 描述性统计

描述性统计分析结果如表2所示。由表2可知,非工作时间工作连通行为与自我效能感(β=0.048,P<0.01)、工作疏离感与工作拖延行为(β=0.010,P<0.01)具有显著正相关关系;非工作时间工作连通行为与工作疏离感(β=-0.067,P<0.01)、自我效能感与工作拖延行为(β=-0.134,P<0.01)具有显著负相关关系。以上结果表明本文假设得到初步支持。

3.3 假设检验

假设检验回归分析结果如表3所示,由表3中M2可知,高趋近倾向的员工在面对非工作时间工作连通行为时,更容易产生自我效能感(β=0.649,P<0.001)。因此,H1得到支持。由M4可知,高回避倾向的员工在面对非工作时间工作连通行为时,更容易产生工作疏离感(β=0.489,P<0.001)。因此,H2得到支持。由M9可知,自我效能感与工作拖延行为的回归系数显著(β=0.622,P<0.01),说明自我效能感与工作拖延行为呈负相关关系,H3成立。M10显示,工作疏离感与工作拖延行为的回归系数显著(β=0.540,P<0.01),说明工作疏离感与工作拖延行为呈正相关关系,H4成立。

采用蒙特卡洛模拟抽样法检验H5和H6,结果如表5所示。由表5可知,自我效能感间接效应值为0.05,标准误为0.03,95%置信区间为[0.028,0.181],不包括0,H5成立。当工作疏离感间接效应值为0.05,标准误为0.03,95%置信区间为[0.076,0.263],不包括0,H6成立。

4 结论与讨论

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4.1 结论

基于趋避模型,深入探究员工面对非工作时间工作连通行为的不同心理认知及行为反应。结果表明,在WCBA这一职场情境下,若员工存在越高的趋近倾向,越容易产生自我效能感,最终导致工作拖延行为的增多;若员工存在越高的回避倾向,越容易产生工作疏离感,最终导致工作拖延行为的减少。

4.2 理论意义

第一,以往研究极少从个体趋避倾向的角度对其展开研究,多数研究从工作本身所需时间、频率或情感基调等角度出发,探究WCBA的“双刃剑”效应。但除了工作本身的因素需要考虑,员工作为工作的接收者,其个体特质必然也会影响到行为结果。本文不仅深化个体特质在WCBA影响过程中的应用,同时WCBA作为重要的职场行为为趋避模型注入新的活力。第二,不少文献以员工情绪或状态作为中介变量,却很少探究心理认知因素在其中起到的作用。虽然员工情绪和状态对其行为有重要影响,但比较之下,认知能够更加深远地影响个体表现^[8]。因此,系统地解释WCBA与工作拖延行为之间的内在机理,弥补以往研究的不足。第三,丰富了工作拖延行为的前因研究。工作拖延行为作为一种负面职场行为,会给员工和组织的发展都产生负面影响。所以以往研究主要关注的是工作拖延的负面后果^[9,11],而研究其前因和预防策略的研究相对较少,进一步丰富了工作拖延行为的研究体系。

4.3 实践意义

首先,组织应充分发挥WCBA的积极作用,弱化其消极作用,还要考虑到个体的差异性,在管理时做到“因人而异”。一方面,对于高趋近倾向的员工,组织应多给予员工鼓励,肯定员工的工作能力,同时为其设立能力范围内的工作目标;另一方面,对于高回避倾向的员工,组织要重视他们的心理健康状况,及时与他们沟通,引导他们正确看待WCBA。其次,组织应注意增强员工的自我效能感,这有助于提高员工工作参与度及成就感,减少工作拖延行为。而且高水平的自我效能感能够使员工有信心克服具有一定难度的工作^[13],在企业遇到难题的时候能帮企业渡过难关。

4.4 不足和未来展望

首先,收集到的是横截面数据,无法很好地推断变量之间的因果关系。在未来的研究设计中,可以选择多时点的纵向研究方法来获取数据,或通过日记分析法进行数据采集,进一步保证研究结果的可信度。其次,采用问卷调查的方式测量WCBA对工作拖延行为的影响,更侧重于被试的观点而非行为,未来可以增设行为实验,更直观地探究员工在相应情境下的行为反馈。最后,从员工的个人倾向探讨WCBA对结果变量影响机制的边界条件,未来可以从组织层面或领导层面展开探讨,如组织氛围、领导风格等。

基金

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国家自然科学基金(72062005)

参考文献

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文献

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2025年第25卷第10期

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接收时间：2024-11-16
首发时间：2025-07-09
出版时间：2025-05-25

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收稿日期：2024-11-16

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国家自然科学基金(72062005)

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广西科技大学经济与管理学院, 广西柳州 545006

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2种不同金属材料的力学参数

科 Family	属数 Number of genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)	属 Genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)
鹅膏菌科Amanitaceae	2	11	5.26	鹅膏菌属 Amanita	10	4.78
小菇科 Mycenaceae	2	12	5.74	丝盖伞属 Inocybe	5	2.39
多孔菌科 Polyporaceae	8	14	6.70	蜡蘑属 Laccaria	5	2.39
红菇科 Russulaceae	3	23	11.00	小皮伞属 Marasmius	6	2.87
				小菇属 Mycena	11	5.26
				光柄菇属 Pluteus	5	2.39
				红菇属 Russula	17	8.13
				栓菌属 Trametes	5	2.39

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TxT

模型	因子结构	χ²/df	RMSEA	CFI	TLI	SRMR
六因子模型	A,B,C,D,E,F	471.655	0.560	0.953	0.928	0.043 8
五因子模型	A+B,C,D,E,F	682.123	0.714	0.920	0.905	0.055 2
四因子模型	A+B+C,D,E,F	1 033.969	0.125	0.874	0.866	0.060 3
三因子模型	A+B+C+D,E,F	2 051.630	0.196	0.715	0.647	0.151 2
二因子模型	A+B+C+D+E,F	2 653.102	0.208	0.616	0.507	0.174 9
单因子模型	A+B+C+D+E+F	4 065.827	0.268	0.381	0.321	0.261 4

模型

因子结构

χ²/df

RMSEA

CFI

TLI

SRMR

六因子模型

A,B,C,D,E,F

471.655

0.560

0.953

0.928

0.043 8

五因子模型

A+B,C,D,E,F

682.123

0.714

0.920

0.905

0.055 2

四因子模型

A+B+C,D,E,F

1 033.969

0.125

0.874

0.866

0.060 3

三因子模型

A+B+C+D,E,F

2 051.630

0.196

0.715

0.647

0.151 2

二因子模型

A+B+C+D+E,F

2 653.102

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0.616

0.507

0.174 9

单因子模型

A+B+C+D+E+F

4 065.827

0.268

0.381

0.321

0.261 4

变量	性别	年龄	学历	工作年限	企业性质	非工作时间工作连通行为	趋近倾向	回避倾向	自我效能感	工作疏离感	工作拖延行为
性别	1
年龄	0.058	1
学历	-0.081	-0.230^*	1
工作年限	-0.012	-0.106	0.018^**	1
企业性质	-0.157	0.004	-0.011	0.107	1
非工作时间工作连通行为	0.084	0.170	0.230	0.011	0.108^**	1
趋近倾向	0.068	0.120	0.019	-0.002	0.236	0.330	1
回避倾向	0.031	0.120	0.002	0.070	0.017	0.064	0.729	1
自我效能感	0.034	-0.035	0.061	0.021	0.013	0.048^***	0.701	-0.03	1
工作疏离感	-0.028	0.065	-0.032	0.031	0.005	-0.067^***	-0.055	0.018	-0.026	1
工作拖延行为	-0.013	-0.012	0.024	0.024	0.012	0.012	0.019	0.048	-0.134^***	0.010^***	1
均值(M)	1.55	1.98	3.21	2.65	3.48	2.60	2.53	1.38	3.39	3.28	2.88
标准差(SD)	0.50	0.94	0.83	4.57	0.48	0.68	0.68	0.59	1.42	1.23	0.60

变量

性别

年龄

学历

工作年限

企业性质

非工作时间工
作连通行为

趋近倾向

回避倾向

自我效
能感

工作疏
离感

工作拖
延行为

性别

年龄

0.058

学历

-0.081

-0.230^*

工作年限

-0.012

-0.106

0.018^**

企业性质

-0.157

0.004

-0.011

0.107

非工作时间工
作连通行为

0.084

0.170

0.230

0.011

0.108^**

趋近倾向

0.068

0.120

0.019

-0.002

0.236

0.330

回避倾向

0.031

0.120

0.002

0.070

0.017

0.064

0.729

自我效能感

0.034

-0.035

0.061

0.021

0.013

0.048^***

0.701

-0.03

工作疏离感

-0.028

0.065

-0.032

0.031

0.005

-0.067^***

-0.055

0.018

-0.026

工作拖延行为

-0.013

-0.012

0.024

0.012

0.019

0.048

-0.134^***

0.010^***

均值(M)

1.55

1.98

3.21

2.65

3.48

2.60

2.53

1.38

3.39

3.28

2.88

标准差(SD)

0.50

0.94

0.83

4.57

0.48

0.68

0.59

1.42

1.23

0.60

变量	自我效能感	工作疏离感	工作拖延行为
截距		1.972	2.838	3.102	3.154	2.347	2.650	2.902	2.563	1.228	0.681
控制变量	性别	0.043	0.121	0.064	0.073	0.036	0.026	-0.058	-0.013	-0.041	-0.125
年龄	0.050	0.018	0.034	0.012	0.031	0.105	0.025	0.061	0.047	0.052
学历	0.011	0.057	0.021	0.019	0.003	0.174	-0.206	-0.017	-0.048	-0.103
工作年限	0.026	0.008	0.003	0.005	0.002	0.003	-0.116	-0.038	-0.050	-0.149
企业性质	0.153	0.104	0.058	0.113	0.107	0.182	0.104	0.143	0.035	0.056
自变量	非工作时间工作连通行为		0.021^**	0.025^*		0.083^*	0.068^**		0.171	0.020	0.045
调节变量	趋近倾向			0.534^**		-0.319
回避倾向						0.635^***
中介变量	自我效能感									-0.622^**
工作疏离感										0.540^**
R²	0.022	0.220	0.617	0.118	0.443	0.602	0.022	0.046	0.554	0.658
ΔR²	0.022	0.201	0.587	0.118	0.313	0.259	0.022	0.026	0.104	0.127

变量

自我效能感

工作疏离感

工作拖延行为

M10

截距

1.972

2.838

3.102

3.154

2.347

2.650

2.902

2.563

1.228

0.681

控制变量

性别

0.043

0.121

0.064

0.073

0.036

0.026

-0.058

-0.013

-0.041

-0.125

年龄

0.050

0.018

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0.061

0.047

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学历

0.011

0.057

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0.019

0.003

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-0.017

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工作年限

0.026

0.008

0.003

0.005

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0.003

-0.116

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企业性质

0.153

0.104

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0.104

0.143

0.035

0.056

自变量

非工作时间工
作连通行为

0.021^**

0.025^*

0.083^*

0.068^**

0.171

0.020

0.045

调节变量

趋近倾向

0.534^**

-0.319

回避倾向

0.635^***

中介变量

自我效能感

-0.622^**

工作疏离感

0.540^**

R²

0.022

0.220

0.617

0.118

0.443

0.602

0.022

0.046

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0.658

ΔR²

0.022

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0.026

0.104

0.127

中介变量	间介效应	标准误	95%置信区间
自我效能感	0.05	0.03	[0.028, 0.181]
工作疏离感	0.05	0.03	[0.076, 0.263]

中介变量

间介效应

标准误

95%置信区间

自我效能感

0.05

0.03

[0.028, 0.181]

工作疏离感

0.05

0.03

[0.076, 0.263]