累積生態風險對大學生運動拖延的影響

丁 飛

（江西師范大學 科學技術學院，江西 九江 332020）

運動拖延是個體在體育鍛煉中的一種拖延行為， 表現為不能有效執行體育鍛煉計劃或者推遲體育鍛煉計劃， 甚至取消鍛煉計劃的行為特征。 由于當前高校學生的學業、工作壓力較大，普遍存在運動拖延現象。 社會生態學理論認為，發展的個體嵌套于相互影響的多個生態子系統中， 個體與各子系統相互作用均會對運動拖延產生影響［1］。不同生態子系統的風險因素往往具有協同發生性， 僅考察一種或少數風險因素不能反映大學生運動拖延的全面因素［2］。運動拖延是個體在體育鍛煉中的一種拖延行為， 表現為不能有效執行體育鍛煉計劃或者推遲體育鍛煉計劃，甚至中斷鍛煉計劃的行為特征。 在家庭體育方面，父母體育鍛煉習慣、父母支持、家庭教養方式對學生的體育觀念有一定的影響， 可能間接影響大學生的運動拖延行為。 學校體育物質環境、社區體育環境、鍛煉氛圍、同伴督促等也會影響大學生的運動拖延［3］。

鍛煉效能感是個體堅信自己能完成既定的運動目標和任務的能力。 諸多研究認為，鍛煉效能感高的個體對自身期望較高， 面對困難或有挑戰的任務時， 能積極付出努力并采取策略。 鍛煉效能感水平低的個體更易出現運動拖延行為，更可能通過手機彌補現實生活中的社交缺乏和信息不足的現象。 高鍛煉效能感的個體對自身運動能力有準確的認知， 對鍛煉目標有更高的堅持性和耐受性， 能主動排除運動中的干擾。 王振、胡國鵬研究認為，鍛煉自我效能感水平高的個體能堅持每天的鍛煉任務，在運動中體驗積極的情感，擴展個體的社交圈子，不會出現運動拖延現象［4］。 低鍛煉效能感的個體在鍛煉中遇到問題時，更容易出現逃避、退縮等心理，甚至退出體育鍛煉。 社區、家庭、學校為個體提供良好的體育鍛煉環境，有助于增強個體的鍛煉自我效能感，從而有效避免運動拖延現象。 基于上述， 假設鍛煉效能感在累積生態風險和大學生運動拖延之間起中介作用。

自我控制能力是指個體能適時地調整自己的行動和情緒，以符合完成各種活動目標的需要。 屬于自我意識內容，是個體尤為重要的心理素質，高自我控制的個體能充分利用家庭、學校、社區和同伴資源，將多方資源轉化為個體堅持鍛煉的情感助力，有效避免運動拖延。 而自我控制得分低的個體無法調控優勢資源，進而無法減弱累積生態風險與不良行為之間的關系。 自控能力強的學生能在體育學習過程中克服苦難，抵制不良誘惑，提高運動自信，完成既定的鍛煉任務［5］。因此，自我控制可能在累積生態風險和大學生運動拖延之間起調節效應。 另外，鍛煉自我效能感與自我控制存在顯著的相關， 鍛煉自我效能感高的個體通常有較高的自我控制能力，主動完成既定的鍛煉任務，很少出現運動拖延行為。 從認知加工角度看，盡管許多大學生存在運動拖延現象，但隨著累積生態風險因素的改善，自我控制起著必要的緩沖和保護作用。 推測自我控制更可能與累積生態風險的交互作用影響大學生運動拖延的變化，扮演調節變量的角色。 因此，假設自我控制能力是累積生態風險影響大學生運動拖延的調節變量。本文基于累積生態風險視角，從家庭、同伴、個體因素分析大學生的運動拖延現象，驗證鍛煉自我效能感在其中的中介效應和自我控制的調節效應。 以期為預防大學生運動拖延、助力學生形成健康的生活方式和終身體育意識提供理論參考。

圖1 假設模型圖

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

采用整群抽樣法對南昌市的5 所高校進行調查， 調查前向被試說明本研究的用途，并對學生的填答內容嚴格保密。 為被試學生講解問卷的作答要求， 現場對問卷進行統一回收和篩選。課題組于2020 年9 月～11 月共發放1 000 份問卷，回收982 份，剔除無效問卷79 份，最后確定903 份有效問卷，有效率為92%。 其中男生324 人，女生579 人。

1.2 研究方法

1.2.1 研究工具

累積生態風險量表：選取李董平2016 年修訂的《累積生態風險問卷》，包括家庭風險、同伴風險、學校風險、社區風險、其他風險5 個維度。 由于累計生態風險是負向變量，本文對相關題項進行反向計分處理， 將總分作為累積生態風險的最終結果［6］。 量表克倫巴赫系數是0.876，表明量表信度較高；KMO球形檢驗結果為0.903，適合因子分析。 采用主成分分析法對累積生態風險問卷的內容進行探索性因子分析， 結果顯示各題項均在所在維度排列且因子載荷高于0.5， 問卷信效度較高。

鍛煉自我效能感量表：由Wu、Ronis 和Pender 編制，共12個條目，采用“完全不可能”到“完全能”五點計分方式，總分越高，說明鍛煉自我效能感越高［7］。 該量表的內部一致性系數為0.903， 表明問卷有較高的信度。 探索性因子分析顯示KMO=0.962，各題項落在所在維度且因子載荷高于0.5，說明問卷信效度較高。

青少年自我控制量表：采用王紅嬌、盧家楣編制的自我控制量表，該量表包括36 個題目共3 個維度，3 個維度分為情緒自控、思維自控與行為自控。 采用李克特5 點計分，得分越高，表明自控能力越好。 SPSS 信度分析顯示本研究中青少年心理韌性量表的克隆巴赫系數α 為0.862。驗證性因子分析顯示各題項均在所在維度且各因子載荷在0.5 以上，說明問卷有良好的信效度。

運動拖延量表：由Aitken 編制，共19 個題項，每個題目采用Likert 五級計分法進行測量，1～5 分表示各題項從 “完全不符合”到“完全符合”的程度，量表總分為個體運動拖延水平［8］。以往研究表明，該量表具有良好的信效度，已被廣泛應用于各類人群鍛煉拖延的研究中。 本文中運動拖延量表的內部一致性系數為0.876，說明問卷信度良好。

1.2.2 共同方法偏差檢驗

本文對主試人員進行問卷發放前的培訓， 采用規范指導語、嚴格控制填答時間、正反向題目混合分布、控制人口學變量等最大程度降低共同方法偏差對研究結果的影響。 同時，采用Harman 單因子檢驗法對累積生態風險、 鍛煉自我效能感、自我控制、 運動拖延等研究變量的全部題項納入進行探索性因子分析，在因子未旋轉的情況下，共有8 因子特征值大于1，且第一個因子解釋的變異量為17%， 未達到規定的40%臨界水平［9］。 因此，本研究不存在共同方法偏差問題。

1.3 數理處理

通過SPSS 26 軟件對研究變量依次進行均值比較、 相關分析、回歸分析；借助SPSS Process 組件進行有調節的中介模型檢驗［10］。

2 結果

2.1 變量相關性分析

由表1 可以得知， 大學生累積生態風險總分和運動拖延存在顯著正相關，累積生態風險總分與鍛煉自我效能感、自我控制之間存在顯著負相關。 大學生鍛煉自我效能感、自我控制與運動拖延間存在顯著負相關。

表1 大學生累積生態風險、鍛煉自我效能感、自我控制和運動拖延之間的相關分析

2.2 中介效應檢驗分析

大學生累積生態風險、 鍛煉自我效能感和運動拖延之間的相關性均有統計學顯著意義（p＜0.05），符合中介效應的檢驗條件。 根據心理學中介效應分析程序，第一步構建自變量累積生態風險對因變量運動拖延的回歸方程； 第二步做累積生態風險對中介變量鍛煉自我效能感的回歸方程； 第三步將自變量累積生態風險和中介變量鍛煉自我效能感兩個變量同時納入方程對運動拖延進行回歸分析， 結果顯示路徑系數均非常顯著［11］。 回歸方程結果顯示，大學生累積生態風險對運動拖延有正向預測作用 （R2=0.379，F=183.120，β=0.612，p=0.000）；也可以顯著負向預測鍛煉自我效能感水平 （R2=0.095，F=31.587，β=-0.174，p=0.000）；當大學生累積生態風險和鍛煉自我效能感同時進入回歸方程后預測運動拖延， 路徑系數具有統計學意義（R2=0.463，F=193.733，β=-0.305，p=0.000），中 介因素鍛煉自我效能感介入回歸模型之后， 大學生累積生態風險對運動拖延的解釋力明顯提高， 而路徑系數明顯降低 （β=0.559），說明鍛煉自我效能感在大學生累積生態風險和運動拖延之間起部分中介效應，中介效應占總效應的比例為8.7%。

2.3 有調節的中介模型檢驗

運用PROCESS 插件檢驗自我控制的調節效應，根據有調節的中介模型檢驗程序，將本文中累積生態風險、自我控制、運動拖延進行中心化處理，在控制大學生性別、年齡和年級的情況下， 采用分層回歸法分析自我控制在累積生態風險影響大學生運動拖延中的調節效應。 方程1 估計累積生態風險對大學生運動拖延的總體效應； 方程2 估計自我控制在累積生態風險與鍛煉自我效能感之間的調節效應； 方程3 估計自我控制在累積生態風險與大學生運動拖延之間的調節效應。 結果顯示，方程1 顯著，累積生態風險能顯著正向預測大學生運動拖延；方程2 顯著，累積生態風險能負向預測大學生鍛煉自我效能感，且累積生態風險與自我控制的交互項顯著；方程3顯著，鍛煉自我效能感能顯著負向預測大學生運動拖延，且累積生態風險與自我控制的交互項顯著［13］。

表2 鍛煉自我效能感中介效應的模型檢驗

表3 有調節的中介模型檢驗

為了更清楚地解釋累積生態風險與自我控制對大學生運動拖延交互效應的實質， 運用Process 插件中簡單斜率方法，將自我控制分為高分組（M+1SD）和低分組（M-1SD），驗證不同程度自我控制水平下累積生態風險對大學生運動拖延的改善效果。 在高主自我控制水平下，累積生態風險對大學生運動拖延的影響效果顯著 （simple slope=0.549 9，t=15.469 9，p=0.000 0）。 在低自我控制條件下，累積生態風險對大學生運動拖延亦有顯著的效果 （simple slope=0.656 2，t=18.096 1，p=0.000 0）。 這表明隨著大學生自我控制水平的升高，累積生態風險對大學生運動拖延的影響作用呈減弱趨勢。

圖2 自我控制在累積生態風險與運動拖延之間的調節作用

3 討論

本研究發現， 累積生態風險可以有效預測大學生的運動拖延。 累積生態風險本質上反映了青少年所處環境支持性資源的匱乏和無結構社會化特征的突出性，對高校學生而言，家庭環境、學校氛圍、同伴支持是運動參與的重要因素。 如果在各領域中充斥不利的因素， 環境的無結構化說明大學生的體育參與沒有家長、教師和同伴的監督。 家庭、學校、同伴和社區是大學生發展最直接、最持久的生態子系統，對個體運動拖延起深刻且持續的影響［14］。 家庭是個體最早社會化的場所，父母的體育價值觀和運動興趣影響大學生體育參與方式與運動習慣的形成，從而減少了運動拖延的可能。 同伴關系越好，在運動中容易形成監督和互助的人際氛圍， 其運動拖延處于相對低的水平。 人際關系不良的大學生容易出現孤獨、疏離感等負性情緒，在面對壓力和挫折時會對體育鍛煉的認知產生偏差，往往采取消極的方式逃避體育活動， 其運動拖延水平相對較高。

累積生態風險既可以直接影響大學生的運動拖延行為，也可以通過鍛煉自我效能感間接影響運動拖延。 若大學生無法與同伴建立良好的人際關系，容易出現自我邊緣化現象，致使個體鍛煉自我效能感較低， 從而出現較高水平的運動拖延行為。 累積生態風險越小，學校、家庭、社區體育環境、同伴對個體體育參與提供的支持就越高， 進而提高大學生的鍛煉自我效能水平，形成堅定的運動信念，對自己鍛煉行為控制更為嚴格，從而降低了運動拖延的風險。 高鍛煉效能的個體能更好地約束自身行為， 專注當前的任務， 自覺完成既定的鍛煉目標，抑制運動拖延行為。 根據情緒管理機制，高鍛煉效能的個體能及時調整自己的負性情緒，即使面臨多種風險因素，也不會因情緒問題而出現運動拖延現象。 高鍛煉效能個體也有維系良好社會關系的意向， 善于通過家庭支持和同伴協助參與體育活動。 而累積生態風險高的大學生，由于家庭、同伴和學校的體育支持不足，周邊沒有良好的運動氛圍，鍛煉自我效能感較低，無法抵制外部誘惑，優先進行娛樂休閑活動，更容易通過拖延行為逃避鍛煉。 大學生鍛煉自我效能感的提升可以激發學生鍛煉熱情，形成規律化和持久化的運動習慣，避免運動拖延行為。

表4 自我控制不同得分在累積生態風險與運動拖延之間的調節效應

研究結果表明， 自我控制在累積生態風險影響大學生運動拖延的路徑中起調節作用。 具體表現為：伴隨自我控制水平的提高， 累積生態風險對大學生運動拖延的緩解效果逐步減弱。 即當學生處于相同的累積生態風險環境時，不同自我控制程度的個體的運動拖延情況存在一定差異， 表明自我控制是影響大學生運動拖延的重要因素。 高自我控制水平的學生本身有較強的自我管理能力，不易受到外界環境的改變，自我控制能力強的個體更能輕松處理突發事件和負面情緒， 在體育鍛煉中有更高自信水平。 因此，累積生態風險對高自我控制的大學生運動拖延的改善效果就會受到削弱。 而自我控制得分低者反而會強化累積生態風險對大學生運動拖延的負向預測作用。 累積生態風險的緩解也會使大學生充分獲取來自學校、家庭、社區、同伴方面的體育資源，形成父母支持、同伴互助的良好人際氛圍和互相監督自覺鍛煉的習慣， 從而有效避免運動拖延的發生。 累積生態風險的改善也可以有效強化大學生的自我控制能力，使情緒穩定，思維活躍，注意力高度集中，行為更加符合社會規范。

綜上所述，累積生態風險、鍛煉自我效能感、自我控制與大學生運動拖延四者之間有顯著相關性（p＜0.001）。 鍛煉自我效能感在累積生態風險與大學生運動拖延之間存在部分中介效應，中介效應占比為8.7%。 累積生態風險與大學生運動拖延的關系受自我控制的調節，具體而言，被試自我控制水平越高，累積生態風險對大學生運動拖延的正向預測作用越弱。 構建體育生活文化，營造校園體育氛圍，發揮社會、家庭、學校、同伴等多方系統的聚合效應。 形成有利于大學生體育參與的物質環境、家庭社會支持環境和人際氛圍，預防大學生運動拖延行為。 開展新興運動項目，培養大學生的運動興趣，同時將體育價值觀教育融入到高校學生的體育知識和技能學習中，注重提高大學生鍛煉自我效能水平和自我控制能力。 創設自由舒適的運動環境，注重在運動中提升學生的情感體驗，及時鼓勵學生在體育學習中的進步，使其形成健康的生活方式。