大學生拖延與參加鍛煉之間的關系研究

張嘉旭

西安醫學院

自我們入學的第一天，老師就教導我們，今日事今日畢，看似簡單的話語又有幾個人能夠完全做到呢？現實中許多人卻總是“明日復明日，萬事成蹉跎”，很多憧憬、理想和計劃都在拖延中化為泡影。拖延是一種如此普遍的行為甚至成為了一些人的生活習慣。自從上個世紀70年代，西方就有很多學者致力于拖延行為的研究了。Joseph和Ferrari(2005)在近期的研究顯示，拖延人群的數量呈逐年上升的趨勢，拖延已經成為一種世界性的流行病。

如何界定到底什么是拖延呢？對拖延的定義有很多種，Sabini和Silver(1981)認為拖延是一種非理性的行為推遲；Solomon和Rothblum(1984)認為拖延是與個體的心理痛苦聯系在一起的計劃延遲行為；Beswick和Mann(1994)認為拖延是我們推遲計劃中預期要做事情的開始和完成時間的行為；Lay(1998)提出的定義認為拖延是一個人具有個人傾向性或特質的行為延遲，它具有跨時間和情景的一致性。總之，拖延具有自愿、回避和非理性三個特征，是個體自主決定不愿去做應該做或已經計劃好的任務，表現出回避傾向。同時，拖延還是個體的一種非理性行為，盡管能夠預料到拖延所導致的不良后果，但是個體還是會選擇拖延行為。

對于拖延的測量，西方學者已經編制了多種拖延測量問卷，涉及到拖延行為的各個方面。如：加拿大學者Lay(1986)編制的一般拖延量表(GPS)，是國外最為常用的拖延自評量表之一。最初編制的量表包括普通版和學生版，量表采用5點記分。學生版有兩個維度即害怕失敗和任務厭惡，普通版是一個單維量表共20個題項，主要描述與拖延相關的行為和感覺。Lay報道量表的內部一致性系數為0.82。Fuschia和Sirois(2004)使用該量表研究了拖延與表現健康行為意愿的關系，表明特質焦慮與參與健康活動呈現負相關。在國內學者的研究中也證實了該問卷的有效性。我國學者林靜(2007)翻譯修訂了該量表，并分析了福州高中生學習拖延的情況；包翠秋等人(2007)報道其α系數為0.803；楚翹等(2010)運用修訂后的一般拖延量表考查了大學生拖延行為狀況與特點，測得該量表α系數為0.833，證實該量表具有良好的信、效度，同時證明GPS量表適用于中國大學生，可以對中國大學生進行施測。

近年來，隨著對拖延行為研究的不斷深入，研究者們發現，拖延行為對人的學習和生活都有極大的影響。拖延不僅對人的情緒和行為產生影響而且也會危害人的身心健康。如：Sirris(2003)的研究中就發現，拖延與低健康水平和延遲就醫以及較少的健康行為等相關。然而在國內有關拖延與健康行為的實證研究相對較少。眾所周知，體育鍛煉是一種健康行為。經常性的體育鍛煉可以有效提高人們的免疫力，有助于人們的身心健康。拖延與人較少的健康行為存在相關關系是否就可以推斷有拖延行為的人平時參加鍛煉的次數較少，時間較少并且強度較低呢？目前在國內針對此類研究相對較少。考慮到大學生這一群體的特殊性以及他們本身非常容易發生拖延行為，同時大學生又都處于青年期，這段時期又是人一生中身體健康狀況最佳的階段，如果因為拖延而減少對身體鍛煉的投入，那么對于今后身體健康的危害是極大的。基于此，本研究以在校大學生群體作為研究對象，采用實證研究的方式來研究大學生的拖延行為與參加鍛煉之間的關系是極其具有理論和實際意義的。

一、研究方法

（一）研究參與者

本研究選取西安市某大學本科生200人進行測試，共收回有效問卷189份。其中，男生52人，女生137人。平均年齡為20.10歲。

（二）研究工具

身體鍛煉等級量表。本研究采用身體鍛煉等級量表來評價大學生身體鍛煉量。該量表由武漢體育學院梁德消等人(1994)修訂，從身體鍛煉的強度、一次鍛煉的時間及頻率三個方面來考察身體鍛煉量，并以身體鍛煉量來衡量身體鍛煉參與水平。身體鍛煉量的得分=強度×(時間一1)×頻率。每個方面各分5個等級，記分從1-5分。身體鍛煉量最高分為100分，最低為0分。身體鍛煉量的制定標準是:小鍛煉量≤19分，中等鍛煉量為20－42分，大鍛煉量≥43分。

一般拖延量表。采用Lay(1986)編制的一般拖延量表(the General Proerastination Scale，簡稱 GP)（學生版），共20個項目。中文版由羅靜(2007)翻譯修訂，并對修訂后量表進行了信效度檢驗，結果表明其信度良好，內部一致性系數Cronbach’s α系數為0.810，再測信度0.701(p<0.01)，結構效度良好。采用Likert 5點式評分法，從“完全不符合”到“完全符合”分別為1分和5分，其中10道題目反向計分。

本研究收集到的數據運用SPSS18.0進行統計分析。

二、結果

（一）鍛煉參與水平

對一共189名被試施測身體鍛煉等級量表并進行描述統計。結果顯示：被試鍛煉總分在0-100之間，平均分數為24.90±20.24。對不同性別、不同年級被試的鍛煉總分及鍛煉強度、一次鍛煉時間和頻率三個方面的分數分別進行獨立樣本T檢驗和方差分析（見表1和表2），結果表明：不同性別被試的鍛煉總分（t=7.032，p<0.01）及鍛煉強度、一次鍛煉時間和頻率三個方面的分值（t=6.017，p<0.01；t=4.543，p<0.01；t=2.203，p<0.05）均存在顯著差異，男生顯著高于女生；不同年級被試的鍛煉總分（F=1.516，p>0.05）及三個方面的分值（F=1.272,p>0.05;F=0.134,p>0.05;F=2.726，p>0.05）均無顯著差異。

表1 不同性別被試的描述統計與獨立樣本T檢驗

表2 不同年級被試的描述統計與方差分析

根據身體鍛煉等級量表的評分標準劃分為小、中、大鍛煉量，取大鍛煉量和小鍛煉量的被試分別為高、低鍛煉水平組：高組35人，平均分數為58.23±13.29；低組90人，平均分數為8.21±5.88。為了增大高、低組的差異性，將所有被試的鍛煉總分排序，選取得分位于前、后20%的被試作為高、低組，兩組各37人。

（二） 鍛煉參與水平與拖延行為的關系

對鍛煉總分及鍛煉強度、一次鍛煉時間和頻率三個方面得分與拖延分數做Pearson相關分析。結果顯示（見表3）：鍛煉參與水平與拖延無顯著相關（r=0.049，p>0.05），并且鍛煉強度（r=0.041，p>0.05）、一次鍛煉時間（r=-0.031，p>0.05）和鍛煉頻率（r=0.015，p>0.05）三個方面與拖延也無顯著相關。這表明，鍛煉參與水平與拖延可能不存在直接的關系。

表3 鍛煉與拖延的相關系數

進一步對高、低鍛煉水平組在拖延上的得分做獨立樣本T檢驗，結果顯示（見表4）：兩種分組方式下的高、低鍛煉水平組在拖延得分上均不存在顯著差異。這再次表明鍛煉參與水平與拖延并無關系。

表4 高、低鍛煉水平被試拖延狀況的描述統計及T檢驗

三、討論

本研究探討了大學生拖延行為與參與鍛煉之間的關聯性。研究發現在鍛煉總分、鍛煉強度、鍛煉頻率以及一次鍛煉時間方面，男女生之間存在顯著差異，男生高于女生。這表明男生比女生更熱愛進行身體鍛煉并且更能堅持鍛煉。在年級方面，發現不同年級學生在鍛煉總分、強度、頻率以及一次鍛煉時間上無顯著差異。這表明大學生的平均鍛煉水平并不隨著年級的增高而出現變化。

國外學者Sirris等人在2003年做的一項研究發現，拖延行為與個人較低的健康水平和延遲就醫以及較少的健康行為等存在中等程度的相關。但本研究卻發現，鍛煉總分、鍛煉強度、鍛煉頻率以及一次鍛煉時間與拖延行為之間并無顯著相關，即鍛煉參與水平與拖延行為之間無顯著相關。鍛煉行為作為健康行為的一種，卻與拖延行為無顯著相關，該結果與國外有關研究不符。筆者認為可能有以下原因：首先，研究參與者的選取。本研究采用方便取樣選取了西安市某大學的在校大學本科生，他們每周都有固定的體育課，因此可能存在被動參與體育鍛煉的情況；其次，就醫行為可能與自身的生命健康存在更緊密的相關，而進行體育鍛煉可能一般更多地被人們認為是一種娛樂休閑手段，與生命健康關系不大，并不能引起人們的普遍重視。因此，研究結果可能出現不顯著的情況；另外，我國學者林靜(2007)翻譯修訂了加拿大學者Lay(1986)編制的一般拖延量表(GPS)，使之適合于測查中國大學生普遍的拖延情況。但是，林靜修訂的大學生拖延量表測查范圍很大，沒有涉及專門領域如鍛煉行為等健康行為。因此，該量表在專門領域可能不具備很好的信效度。

四、結論

本研究通過量表法探討了大學生拖延行為與參與鍛煉之間的關系，發現：

（1）不同性別參與者在鍛煉參與水平上有顯著差異，男生普遍高于女生；

（2）不同年級參與者在鍛煉參與水平上無顯著差異；

（3）鍛煉參與水平與拖延行為之間無顯著相關。