程美超，王 舜

（淮北師范大學(xué) 體育學(xué)院，安徽 淮北235000）

體育鍛煉是大學(xué)生學(xué)習(xí)和生活不可或缺的一部分，在促進(jìn)大學(xué)生體質(zhì)健康、提高運(yùn)動(dòng)認(rèn)知和人格特質(zhì)等方面發(fā)揮著重要作用。誠(chéng)然，盡管相關(guān)部門及高校制定了許多加強(qiáng)大學(xué)生體育鍛煉的管理措施，但大學(xué)生參與體育鍛煉依舊呈現(xiàn)出“小強(qiáng)度、小運(yùn)動(dòng)量、低頻率”的特征［1］，大學(xué)生體育鍛煉參與狀況不容樂(lè)觀。拖延行為是大學(xué)生比較常見(jiàn)的一種行為習(xí)慣［2］，會(huì)對(duì)大學(xué)生學(xué)習(xí)和生活產(chǎn)生一定程度的不良影響［3］，拖延行為受個(gè)體人格、社會(huì)環(huán)境、生活方式等諸多因素的影響［4］，體育鍛煉則屬于個(gè)體生活方式的范疇，已有研究證實(shí)了體育鍛煉能夠影響拖延行為［5-7］。自我控制是需要一定的意識(shí)和努力來(lái)克服個(gè)人欲望和習(xí)慣反映的能力［8］。有研究指出：體育鍛煉能夠提高自我控制能力［9-10］，自我控制和拖延行為密切相關(guān)，缺乏自我控制容易產(chǎn)生拖延行為［11］。由此不難看出，體育鍛煉可能通過(guò)自我控制進(jìn)而影響拖延行為。

已有研究對(duì)梳理體育鍛煉、自我控制和拖延行為的關(guān)系具有重要的意義。然而，此類研究尚缺乏對(duì)三大變量間關(guān)系的綜合考察，以往多是基于體育鍛煉、自我控制、拖延行為三大變量之間任意二者關(guān)系的考察，較少考察三者之間綜合的內(nèi)在聯(lián)系，致使研究的深度不夠?；诖?，提出研究假設(shè)：體育鍛煉既可以直接影響拖延行為，還可以通過(guò)提高自我控制能力進(jìn)而影響拖延行為。本研究為改善大學(xué)生拖延行為提供了一種新的解釋框架，對(duì)豐富體育鍛煉相關(guān)理論、培養(yǎng)大學(xué)生體育鍛煉意識(shí)、促進(jìn)高校體質(zhì)健康政策落實(shí)都具有非常重要的意義。

1 研究方法

1.1 研究對(duì)象

采用分層整群抽樣的方式，在安徽省3所高校選取600名大學(xué)生作為被試，進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。共收回問(wèn)卷580份，其中有效問(wèn)卷565份，有效回收率為97.41%，剔除的15份問(wèn)卷中有10份問(wèn)卷存在填寫不完整問(wèn)題，5份問(wèn)卷存在不規(guī)則性填答問(wèn)題。其中，理科∶文科=1.27∶1；大一∶大二∶大三∶大四=1.44∶0.93∶1∶0.77；年齡21.35±1.594歲。

1.2 研究工具

1.2.1 自我控制

自我控制采用譚樹(shù)華，郭永玉編制的大學(xué)生自我控制量表［12］，該量表主要用于測(cè)量大學(xué)生的自我控制能力，分為節(jié)制娛樂(lè)、學(xué)習(xí)表現(xiàn)等5個(gè)維度，共19個(gè)題目（其中第1、5、11、13、14、18題為反向計(jì)分題），采用Likert5點(diǎn)計(jì)分，每項(xiàng)測(cè)量指標(biāo)從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)為1至5分，對(duì)反向計(jì)分題進(jìn)行處理以后，總分越高說(shuō)明自我控制能力越強(qiáng)。本研究該量表的克隆巴赫α系數(shù)為0.832，經(jīng)驗(yàn)證性因子分析可知，該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度:χ2/df=2.915，GFI=0.981，AGFI=0.943，RMSEA=0.08，CFI=0.982，NFI=0.973，RFI=0.946，IFI=0.982，TLI=0.964。

1.2.2 拖延行為

拖延行為采用Lay CH編制的一般拖延量表［13］，該量表主要用于測(cè)量大學(xué)生的拖延行為，共20個(gè)題目，采用Likert5點(diǎn)計(jì)分，每項(xiàng)指標(biāo)從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)為1～5分，總分越高表明拖延行為越明顯。本研究中，該量表的克隆巴赫α系數(shù)為0.834，經(jīng)驗(yàn)證性因子分析可知，該量表數(shù)據(jù)擬合不理想，故根據(jù)模型的修正指數(shù)以及標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷進(jìn)行模型修正，去除第3題和第18題，修正后模型的擬合指數(shù)為：χ2/df=3.073，GFI=0.990，AGFI=0.952，RMSEA=0.08，CFI=0.990，NFI=0.986，RFI=0.957，IFI=0.990，TLI=0.971。

1.2.3 體育鍛煉

體育鍛煉采用梁德清編制的體育活動(dòng)等級(jí)量表（PARS-3）［14］，結(jié)合研究目的，以運(yùn)動(dòng)量作為反映大學(xué)生體育鍛煉情況的指標(biāo)，該量表由鍛煉時(shí)間、鍛煉強(qiáng)度和鍛煉次數(shù)3項(xiàng)評(píng)定指標(biāo)組成，每項(xiàng)指標(biāo)分為5個(gè)等級(jí)，鍛煉強(qiáng)度和鍛煉次數(shù)1～5等級(jí)分別對(duì)應(yīng)1～5分，鍛煉時(shí)間1～5等級(jí)分別對(duì)應(yīng)0～4分，并根據(jù)公式“運(yùn)動(dòng)量=鍛煉時(shí)間×鍛煉強(qiáng)度×鍛煉次數(shù)”計(jì)算結(jié)果作為衡量大學(xué)生運(yùn)動(dòng)量大小。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

采用SPSS21.0、Process程序包和AMOS 24.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，主要運(yùn)用描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析、回歸分析等方法探索大學(xué)生體育鍛煉、自我控制、拖延行為之間的關(guān)系，并通過(guò)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步驗(yàn)證影響效應(yīng)，以p＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 研究結(jié)果及分析

2.1 變量間相關(guān)關(guān)系

Pearson相關(guān)檢驗(yàn)顯示，運(yùn)動(dòng)量、鍛煉強(qiáng)度、鍛煉時(shí)間、鍛煉次數(shù)與拖延行為呈顯著負(fù)相關(guān)（p＜0.01）；運(yùn)動(dòng)量、鍛煉強(qiáng)度與自我控制呈顯著正相關(guān)（p＜0.01）；自我控制與拖延行為呈顯著負(fù)相關(guān)（p＜0.01），表明拖延行為對(duì)大學(xué)生自我控制能力具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

2.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效應(yīng)是指變量間的關(guān)系并非是直接的因果關(guān)系，而是通過(guò)一個(gè)或一個(gè)以上變量的影響而產(chǎn)生的［15］。為了檢驗(yàn)自我控制在體育鍛煉與拖延行為之間是否存在中介效應(yīng)，本研究以運(yùn)動(dòng)量3個(gè)維度的指標(biāo)來(lái)表述體育鍛煉，采用進(jìn)入法進(jìn)行回歸分析，具體步驟如下：以運(yùn)動(dòng)量為預(yù)測(cè)變量，拖延行為作為因變量，考察體育鍛煉對(duì)拖延行為的預(yù)測(cè)作用；以運(yùn)動(dòng)量為預(yù)測(cè)變量，自我控制各維度為因變量，考察體育鍛煉對(duì)自我控制各維度的預(yù)測(cè)作用；以運(yùn)動(dòng)量和自我控制為預(yù)測(cè)變量，拖延行為為因變量，考察體育鍛煉和自我控制對(duì)拖延行為共同的預(yù)測(cè)作用。

確定自我控制的中介效應(yīng)，必須滿足以下條件：第一組回歸方程，自變量運(yùn)動(dòng)量必須影響因變量拖延行為；第二組回歸方程，自變量運(yùn)動(dòng)量必須影響因變量自我控制；第三組回歸方程，自變量運(yùn)動(dòng)量和中介變量自我控制必須影響拖延行為。若能夠滿足上述3個(gè)條件，即可說(shuō)明自我控制是體育鍛煉和拖延行為之間的中介變量。

由表2可知，運(yùn)動(dòng)量對(duì)拖延行為具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.463，p＜0.01），對(duì)自我控制具有顯著正向預(yù)測(cè)作用；將自我控制與運(yùn)動(dòng)量同時(shí)放入回歸方程時(shí)，自我控制與運(yùn)動(dòng)量能夠顯著預(yù)測(cè)拖延行為（β=-0.479，p＜0.01；β=-0.213，p＜0.01），同時(shí)運(yùn)動(dòng)量對(duì)拖延行為的預(yù)測(cè)系數(shù)下降了0.25。根據(jù)以上分析表明，自我控制在體育鍛煉和拖延行為之間起部分中介作用，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的54.09%。

為驗(yàn)證中介效應(yīng)是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，運(yùn)用PROCESS程序中自抽樣（Bootstrap）法，檢驗(yàn)運(yùn)動(dòng)量的3個(gè)維度與拖延行為之間的中介效應(yīng)。具體的操作步驟為：將模型數(shù)字設(shè)定為4；Bootstrap置信區(qū)間的置信度水平設(shè)置為95%；Bootstrap樣本量設(shè)置為5 000，運(yùn)行程序后所得分析結(jié)果如表3所示。自我控制在運(yùn)動(dòng)量各維度對(duì)拖延行為影響的置信區(qū)間均不包含0，由此說(shuō)明中介效應(yīng)顯著。自我控制在鍛煉次數(shù)、鍛煉強(qiáng)度與拖延行為之間起完全中介作用，中介效應(yīng)大小分別為51.51%、77.04%，在鍛煉時(shí)間與拖延行為之間起部分中介作用，且中介效應(yīng)大小為55.56%。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果（N=300）

表2 自我控制在體育鍛煉與拖延行為之間的中介效應(yīng)

表3 Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)

最后，從結(jié)構(gòu)層面探討體育鍛煉、自我控制對(duì)拖延行為的綜合影響，利用結(jié)構(gòu)方程模型（structural equation modeling，SEM）統(tǒng)計(jì)方法，構(gòu)建自我控制中介效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程模型（如圖1所示）。模型配適度反映了樣本數(shù)據(jù)與模型的擬合程度，常用絕對(duì)擬合指數(shù)、簡(jiǎn)約擬合指數(shù)和增值擬合指數(shù)作為模型配適度檢驗(yàn)的參考指標(biāo)，模型配適度越好，說(shuō)明樣本數(shù)據(jù)與模型的擬合程度越佳［16］。大部分學(xué)者認(rèn)為，一個(gè)好的結(jié)構(gòu)方程模型，其擬合指數(shù)一般滿足：χ2/df小于5為可接受；AGFI，GFI，CFI，TLI，IFI，NFI均大于0.9；SRMR最好小于0.05，小于0.08也可以接受；PNFI，PGFI，PCFI應(yīng)大于0.5［17］。在本模型中（如圖1），絕對(duì)擬合指數(shù)χ2/df為3.509，取值在可接受的范圍之內(nèi)。GFI取值為0.905，符合大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到理想水平。AGFI值為0.855，取值在可接受的范圍之內(nèi)。SRMR值為0.077，取值在可接受的范圍之內(nèi)。在模型的簡(jiǎn)約擬合指數(shù)中，PNFI、PGFI、PCFI的值分別為0.681、0.592、0.704，取值均符合大于0.5的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到理想水平。在模型的增值擬合指數(shù)中，CFI，TLI、IFI、NFI的值分別為0.911、0.885、0.912、0.881，取值均在可接受范圍之內(nèi)。由以上分析可知，模型擬合指標(biāo)均符合一般的研究標(biāo)準(zhǔn)，調(diào)查樣本數(shù)據(jù)與假設(shè)模型間的契合度較好。

圖1 自我控制的中介模型

3 討論

3.1 大學(xué)生體育鍛煉、自我控制對(duì)拖延行為的直接影響

相關(guān)分析和回歸分析結(jié)果表明，體育鍛煉對(duì)拖延行為的影響顯著。體育鍛煉對(duì)拖延行為具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用，這說(shuō)明大學(xué)生在參與體育鍛煉時(shí)，賦予體育鍛煉的時(shí)間越長(zhǎng)、強(qiáng)度越大、頻率越高，其出現(xiàn)拖延行為的可能性越小；若大學(xué)生缺乏體育鍛煉，則拖延行為表現(xiàn)就會(huì)越明顯。換言之，大學(xué)生參與體育鍛煉越主動(dòng)，其拖延行為的表現(xiàn)越不明顯，該結(jié)論證實(shí)了已有的研究結(jié)論和觀點(diǎn)。

體育鍛煉對(duì)自我控制具有顯著正向影響。自我控制模型理論指出：“自我控制作為一種能量資源，會(huì)由于連續(xù)執(zhí)行自我控制任務(wù)而被消耗”［18］。大學(xué)生依據(jù)鍛煉計(jì)劃進(jìn)行體育鍛煉，在此過(guò)程中必然消耗體內(nèi)的能量，如果能夠控制自己堅(jiān)持完成鍛煉計(jì)劃，自我控制能力則會(huì)提升，此結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了大學(xué)生體育鍛煉與自我控制的“劑量關(guān)系”，與前人的觀點(diǎn)一致。

自我控制對(duì)拖延行為的影響顯著。自我控制對(duì)拖延行為具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用，拖延行為會(huì)引發(fā)大學(xué)生個(gè)體的行為出現(xiàn)隨意性，拖延行為明顯者往往自我控制能力相對(duì)較差，對(duì)體育鍛煉的參與意向也較為模糊，因此，具有較高自我控制能力的大學(xué)生出現(xiàn)拖延行為越不明顯。

3.2 自我控制的中介效應(yīng)

回歸分析發(fā)現(xiàn)，自我控制在體育鍛煉與拖延行為之間存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的54.09%。研究證實(shí)了，拖延行為是影響大學(xué)生體育鍛煉的一個(gè)消極因素：如果大學(xué)生對(duì)體育鍛煉能夠進(jìn)行科學(xué)、有效的規(guī)劃，并能夠積極、主動(dòng)的完成鍛煉計(jì)劃，那么其內(nèi)部機(jī)制會(huì)改善拖延行為，并在鍛煉過(guò)程中通過(guò)提高自我控制能力，從而逐漸擺脫拖延行為帶來(lái)的困擾；如果大學(xué)生沒(méi)有養(yǎng)成良好的體育鍛煉習(xí)慣，其不利于提高自我控制能力甚至?xí)甜B(yǎng)拖延行為，也常會(huì)在體育鍛煉過(guò)程中表現(xiàn)出消極和倦怠。

Bootstrap檢驗(yàn)表明，自我控制鍛煉次數(shù)、鍛煉強(qiáng)度與拖延行為之間起完全中介作用，也就是說(shuō)體育鍛煉次數(shù)和強(qiáng)度必須通過(guò)提高自我控制能力，才能對(duì)拖延行為產(chǎn)生影響。然而，自我控制在鍛煉時(shí)間與拖延行為之間起部分中介作用，這表明鍛煉時(shí)間既能夠提高自我控制影響拖延行為，又可以直接對(duì)拖延行為產(chǎn)生影響。這可能是由于時(shí)間管理作為拖延行為最直觀的外在表現(xiàn)，能夠直接作用于拖延行為并對(duì)其產(chǎn)生影響，另外鍛煉時(shí)間作為一種時(shí)間管理的價(jià)值觀念，又可以通過(guò)改變對(duì)時(shí)間的認(rèn)知和態(tài)度，提高自我控制能力，進(jìn)而改善拖延行為。因此，高校在開(kāi)展體育與健康教育時(shí)，不僅要培養(yǎng)大學(xué)生積極參與體育鍛煉的意識(shí)、引導(dǎo)大學(xué)生養(yǎng)成良好的體育鍛煉習(xí)慣，還要關(guān)注自我控制能力的積極影響，使他們能夠?qū)W會(huì)時(shí)間管理、制定鍛煉計(jì)劃，進(jìn)而避免產(chǎn)生拖延行為。

本研究揭示了自我控制在體育鍛煉和拖延行為間的中介作用，并通過(guò)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，說(shuō)明了體育鍛煉、自我控制和拖延行為三者之間的作用強(qiáng)度及作用機(jī)制，為大學(xué)生拖延行為的預(yù)防提供了科學(xué)依據(jù)。但本研究資料的收集以問(wèn)卷調(diào)查為主，在今后的研究中，有待通過(guò)實(shí)驗(yàn)法對(duì)結(jié)論作進(jìn)一步的驗(yàn)證。