大學生懶惰控制與鍛煉習慣的關系探究
——目標專注與抵制誘惑的平行中介作用

劉建進， 王偉強， 譚冬平

（1.廣東體育職業技術學院， 廣東 廣州 510663； 2.廣州商學院， 廣東 廣州 511363）

從近些年大學生的體質調查結果看， 雖然有些指標有所提高， 但耐力素質、 力量素質呈下降趨勢。 其原因是多方面的， 但與大學生的體育鍛煉意識與鍛煉習慣形成有密切的聯系。 國務院頒發的 《關于加強青少年體育增強青少年體質的意見》， 其核心精神即是促進青少年堅持體育鍛煉， 養成良好的鍛煉習慣［1］。 從2007 年起推行陽光長跑，吸引眾多大學生走進操場積極參加體育鍛煉， 且高校體育引進了各種鍛煉軟件監督大學生課后的體育鍛煉， 但仍有不少大學生寧愿軟件打卡造假也不愿意進行課外體育運動，離開體育課后寧愿上網打游戲也不愿意形成良好的鍛煉習慣［2-3］。 高校體育核心內容不僅需要大學生練好1 至2 項運動技能， 更需要對大學生進行鍛煉習慣教育。 因此， 培養大學生鍛煉習慣是實現大學生體質提升和終身體育的關鍵。

通過相關文獻的回顧， 有學者認為大學生缺乏鍛煉習慣的主觀原因是缺少鍛煉認知和興趣， 客觀原因是課外管理與大學體育教學體制的缺失［4］。 也有學者在青少年鍛煉習慣養成的辨別標準、 養成機制進行辨析， 提出鍛煉習慣的影響因素是環境潤育、 制度他律和主體自律［5］。 前人認為鍛煉習慣是建立在鍛煉參與的基礎上和在特定情境下， 具有行為的自動化、 行為的穩定性和行為的規律性等特征［6-7］。早期的鍛煉習慣研究主要關注個人的影響因素， 提出了健康信念和跨理論模型、 自我效能和計劃行為理論， 具有深遠的影響［8］。 人們認為只要以理性為決策基礎為出發點， 只要意識到體育鍛煉的好處即會產生鍛煉的動機， 從而形成規律性的鍛煉習慣［9］。 近年來， 學者在同伴關系、 主觀鍛煉體驗方面與青少年鍛煉習慣的關系探討中強調主觀鍛煉體驗的重要性［10］。 前人對青少年的鍛煉習慣行為研究中打下了鍛煉心理基礎。 國內學者譚樹華認為自我控制是個體克服自身的欲望， 在用一個行為、 思維方式代替另一個行為思維模式的過程。 自我控制是可以通過鍛煉而提升， 能對情緒控制、 堅持學習、 飲食控制等方面起效果［11］。 有規律的自我控制訓練可以降低損耗、 拓展資源， 并有助于提高其他領域的控制力量［12］。 在懶惰控制行為科學理論中， 沉浸是經過預設目標與抵制誘惑后而逐漸形成， 行為規律性的體育鍛煉習慣也離不開先懶惰控制能力后投入的過程。懶惰控制作為個體自主調節的行為是懶惰控制的重要組成，要擺脫懶惰， 需要學會早起， 需要不斷的心理暗示， 形成好習慣。

綜上所述， 盡管研究結果表明體育鍛煉可以提升大學生的自我控制， 擺脫懶惰， 但國內尚未有對于大學生懶惰控制與鍛煉習慣的關系進行分析探索。 因此， 建立在已有的研究基礎上， 本研究提出如下假設， 大學生的懶惰控制能正向預測鍛煉習慣； 大學生的懶惰控制與鍛煉習慣的關系中， 是通過抵制誘惑和目標專注的中介效應而實現 （圖1）。

圖1 懶惰控制能正向預測鍛煉習慣的假設

1 研究方法

1.1 數據收集

以廣州市4 所高校1～4 年級普通本科大學生為研究對象， 進行了問卷調查， 問卷發放分兩次， 在2021 年10 月對問卷進行預測調查， 預測問卷42 道題目， 通過問卷星在大學生中進行發放， 共發放439 份， 把填寫時間小于94 秒和標準差小于0.5 的題項剔除， 保留321 份有效問卷， 問卷的回收率為100%， 有效率為80.25%。 2021 年12 月進行正式問卷發放， 采用分層整群抽樣法的方式每個年級抽取200人， 共發放問卷800 份， 把填寫時間小于80 秒和標準差小于0.5 的題項剔除， 最終獲得644 份有效問卷， 樣本的有效率為80.5%。 其中男性占44.66%， 女性占55.34%； 家庭居住情況中， 城市占44.66%， 縣鎮占26.94%， 農村占28.4%； 獨生子女占22.57%， 非獨生子女77.43%。

1.2 問卷設計

本研究采用自編問卷的形式進行調查， 調查內容包括：懶惰控制、 抵制誘惑、 目標專注和鍛煉習慣等維度。 量表主要參考了 《大學生自我控制量表》［13］、 《大學生鍛煉習慣情況問卷》［14］和 《青少年心理韌性量表》［15］， 選取了關于懶惰控制、 抵制誘惑、 鍛煉習慣和目標專注的36 道題目作為本次研究的題項。 為確保量表的表面效度良好， 征求5 位專家的意見對量表題項進行優化， 依據專家的意見刪除鍛煉習慣中的Q6_ 行4、 Q6_ 行7 和Q7_ 行3 這幾個題項，主要是因為同一測量模型中各指標所反映的潛在特質是一樣的， 存在與同一構念的其它題項存在某種成程度的相關，最終形成33 道量表題項的預測試問卷。

1.2.1 項目分析

在對預測試的321 份有效問卷先進行反向編碼后， 通過分辨力與t 檢驗， 采用臨界比值法發現， 題項Q2_ 行3、Q5_ 行4 和Q8_ 行1 方差齊性小于0.05， t 統計量均小于3，這些題項沒有顯著的分辨力， 應該被剔除［16］， 具體的統計量見表1：

表1 分辨力系數法與臨界比值法分析結果

1.2.2 探索性因子分析

通過SPSS26.0， 對剩余31 道題項的321 份有效數據進行探索性因子分析， KMO=0.952， Baitlett 球形檢驗P ＜0.001， 說明此數據適合進行因素分析［16］。 為了確定數據的結構， 呈現清晰的因子結構， 采取主軸因式分解法， 采用最優斜交旋轉法 （dalta=0） 進行旋轉， 依據特征值大于1的原則提取5 個公因子， 刪除項目載荷低于0.5 和與本研究相關性不大的因子。 通過綜合碎石圖、 平行分析發現提取4個因子比較合適本研究的內容， 對剩下的22 個題項再次進行探索性因子分析， 通過主軸因式分解法， 提取特征根大于1 的因子， 因本研究假定因子之間存在相關， 進行斜交旋轉， 其重要的統計量結果顯示： KMO=0.918， Baitlett 球形檢驗P＜0.001， 每個題項的載荷值都在0.4 以上， 提取的4 個因子特征值分別為38.741、 13.628、 9.068 和4.711， 累計方差貢獻率能解釋66.147%的變異量。 因此， 把4 個因子命名為： 懶惰控制、 抵制誘惑、 目標專注和鍛煉習慣， 其模式矩陣匯報見表2。

表2 斜交旋轉時探索性因子分析結果匯報表

2 結果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗， 第一個因子的變異量為41.208%， 不超過50%的標準， 可見本研究的共同方法偏差不是很嚴重［17］。 通過單因子模型檢驗，擬合指數由表3 可見， 四因子模型遠好于單因子模型， 在一定程度上證明了該研究的共同方法偏差并不是很嚴重。

表3 驗證性因子分析結果

2.2 信效度檢驗

采用Cronbach's α 系數檢驗內部一致性信度， 懶惰控制、 抵制誘惑、 鍛煉習慣和目標專注的Cronbach's α 分別是： 0.819、 0.837、 0.939 和0.922。 整個量表的Cronbach's α 是0.925， 說明量表的整體信度較理想。 采用AMOS24.0進行驗證性因子分析檢驗正式問卷的數據和模型的擬合程度。 為了使模型具有較佳的區別效度， 更好地界定同一因素構念測量變量的共變關系， 使構念中的測量指標反映的潛在變量特質一樣［16］， 本研究對CFA 模型中懶惰控制的Q2_ 行1 和Q4_ 行3 進行刪除， CFA 模型修正后的指標：χ2/df=3.408（558.874/164）， P＜0.01； RMSEA=0.061； SRMR=0.0370， NFI=0.937， IFI=0.955， TLI=0.948， CFI=0.955，RFI=0.927。 擬合指標均達到測量學標準， 且每個條目的公因子載荷均在0.4 以上， 可見量表具有較好的結構效度［18］。各構念中的因子載荷均達到0.5 以上， 表示測量題項可以被潛在因子解釋， 表明因子的聚斂效度較好。 由表4 可見，懶惰控制、 抵制誘惑、 鍛煉習慣和目標專注的平均方差萃取量 （AVE） 的平方根分別是0.714、 0.803、 0.813 和0.839，均大于潛變量之間的相關系數， 此外， 通過HTMT 進行區別效度檢驗， 不同潛變量間的相關的均值相對與相同潛變量間指標相關的均值的比值小于0.85［19］。 因此， 表明本量表各潛變量間的區分效度均為良好。

表4 各潛變量的AVE 值及相關關系

2.3 描述性統計及相關性分析

本文變量的均值、 標準差和相關性如表4 所示， 鍛煉習慣與懶惰控制 （r=0.361）、 抵制誘惑 （r=0.458） 和目標專注 （r=0.431） 均呈顯著正相關， 其結果符合預期的設想，為后續研究奠定基礎。

2.4 假設檢驗

2.4.1 懶惰控制、 抵制誘惑、 目標專注與鍛煉習慣的回歸模型

為研究懶惰控制、 抵制誘惑、 目標專注與鍛煉習慣的影響大小， 以各維度平均分代替各變量建立回歸模型進行分析， 以鍛煉習慣為因變量， 懶惰控制、 抵制誘惑與目標專注的各個維度為自變量， 運用輸入回歸法進行多元線性回歸分析。 從共線性診斷結果發現， 方差膨脹因子 （VIF）值遠小于5， 自變量之間的共線性問題不嚴重。 由表2 可見， 懶惰控制、 抵制誘惑與目標專注能非常顯著地預測鍛煉習慣。 對鍛煉習慣的預測能力中， 目標專注 （B=0.368，P＜0.001） ＞抵制誘惑 （B=0.292， P＜0.001） ＞懶惰控制 （B=0.178， P＜0.001）。 因此， 構建的多元線性回歸模型為： 鍛煉習慣=0.051+0.292* 抵制誘惑+0.178* 懶惰控制+0.368* 目標專注。

2.4.2 懶惰控制、 抵制誘惑、 目標專注與鍛煉習慣的中介模型

懶惰控制、 抵制誘惑、 目標專注與鍛煉習慣的相關均有統計學意義 （見表5， P＜0.01）， 符合中介效應的檢驗標間。 首先， 在SPSS 中將抵制誘惑、 目標專注的數據進行標準化處理； 其次， 采用非參數百分位Bootstrap 法并構造容量為5000 的樣本當作Bootstrap 總體， 進行中介效應檢驗［20］，建立潛變量的平行中介模型， 如圖2：

表5 各維度的均值、 標準差和相關性

圖2 懶惰控制、 抵制誘惑、 目標專注與鍛煉習慣的平行中介模型

（1） 懶惰控制與鍛煉習慣呈顯著的正相關 （β=0.227，P＜0.001）； （2） 懶惰控制正向預測大學生的抵制誘惑 （β=0.565， P＜0.001）， 正向預測大學生的目標專注 （β=0.451，P＜0.001）； （3） 控制了懶惰控制對鍛煉習慣的作用， 抵制誘惑和目標專注對鍛煉習慣均有顯著性影響 （b1=0.295,b2=0.295）。

由表6 可見， 兩條中介效應與總效應的P 值都小于0.05， 得出總的標準化效應為0.526， 其中直接效應為0.227， 效應占比為43%； 抵制誘惑的中介路徑為0.167， 效應占比為32%； 目標專注的中介路徑為0.133， 效應占比為25%； 抵制誘惑與目標專注中介總效應為0.3， 抵制誘惑與目標專注中介效應差值為0.034 (P=0.51＞0.05)。 由此可見，提高大學生的懶惰控制能力， 能更好地培養大學生的鍛煉習慣； 提高抵制誘惑和目標專注水平， 能獲得更好的鍛煉效果。 同時， 揭示了懶惰控制影響鍛煉習慣的直接與間接路徑， 為控制-習慣理論提供了實證數據。

表6 懶惰控制、 心理韌性和鍛煉習慣的回歸分析結果

表6 懶惰控制、 抵制誘惑、 目標專注與鍛煉習慣的平行中介分析結果

3 討論

人的主觀行為決策源于內驅因素， 相關性分析證實，懶惰控制與鍛煉習慣呈正相關 （r=0.383）， 大學生堅持早起是邁向自律與健康的第一步， 形成早起進行鍛煉的習慣反過來改進懶惰。 抵制誘惑與鍛煉習慣的相關性最高 （r=0.458）， 面對紛雜的社會與各種不良的誘惑， 大學生群體的網絡貸款、 沉迷游戲、 電信詐騙等現象不斷增多， 可見大學生的心智還不夠成熟， 社會閱歷淺、 是非判斷能力低，世界觀與人生觀還需要教育的引導， 培養大學生鍛煉習慣對抵制誘惑也是促進的作用。 目標專注與鍛煉習慣呈正相關(r=0.431)， 作為新一代的大學生， 以鍛煉目標形成堅持不懈的品質， 必將能實現報效祖國和成就自我。 回歸分析結果顯示， 對鍛煉習慣的影響依次是目標專注、 抵制誘惑和懶惰控制。 目標專注成為鍛煉習慣形成的首要因素， 控制抵制誘惑和懶惰控制， 目標專注每上升1 個單位， 鍛煉習慣就上升0.368 個單位。 可見， 大學生在面對眾多的體質測試達標目標時， 需要重點突破某個體測目標， 形成鍛煉習慣后再考慮全面突破。 此外， 控制目標專注和懶惰控制后， 抵制誘惑每上升1 個單位， 鍛煉習慣就上升0.292 個單位， 大學生任務繁重， 鍛煉時間的分配需要避免不良誘惑的時間； 控制目標專注和抵制誘惑后， 懶惰控制每上升1個單位， 鍛煉習慣就上升0.178 個單位。 在重點突破體育目標與持續行動的前提下， 形成良好的生活習慣也是培養鍛煉習慣的重要因素。

研究結果表明， 懶惰控制能正面預測大學生的鍛煉習慣， 從而驗證假設檢驗。 依據認知神經科學和鍛煉心理學研究表明， 體育鍛煉能提升大學生的自我控制大腦加工特點， 能促進大學生的身心健康， 能有效地提高自我控制能力［13］。 體育鍛煉中的空手道訓練對自我控制的影響已得到了驗證， 從而形成良好的鍛煉習慣［21］。 而鍛煉習慣的常態性、 主動性、 鍛煉意識、 完成鍛煉的輕松程度和鍛煉意識等方面是培養鍛煉習慣的關鍵。 研究表明， 鍛煉習慣具有內在的需求性、 穩固性、 自覺性和堅持性， 是長期參加體育鍛煉的結果， 而體育興趣、 體育技能、 吃苦精神和鍛煉效益的意識程度等是青少年鍛煉習慣養成的內在因素［22］。本研究在探究懶惰控制與鍛煉習慣的關系中發現， 培養良好的習慣， 同時提高抵制誘惑的能力、 堅持行動計劃的能力和鋼鐵般的意志力， 更加利于鍛煉習慣的養成， 這是在前人研究成果的基礎上， 更進一步支持懶惰控制能力對鍛煉習慣的養成具有積極的意義。 因此， 培養大學生的良好生活習慣、 克服困難和控制欲望等懶惰控制能力時， 培養大學生的鍛煉習慣效果更加顯著。

研究進一步證實了抵制誘惑在懶惰控制與大學生鍛煉習慣之間的中介作用， 懶惰控制不僅能直接改善大學生的鍛煉習慣， 還能通過提升抵制誘培養大學生的鍛煉習慣，從而驗證假設的成立。 可見， 抵制誘惑能力是懶惰控制影響鍛煉習慣的關鍵路徑。 大學生離開體育課后寧愿打游戲也不愿意進行體育鍛煉， 這是形成鍛煉習慣的重要障礙［3］。大學生中制定鍛煉計劃的不在少數， 但計劃的執行力是形成鍛煉習慣的重要途徑， 在鍛煉計劃過程中， 不僅需要經受抵制各種誘惑， 還需要在鍛煉中遇到困難時表現出更強的意志力。 例如： 因大學生的耐力素質與力量素質持續下降， 出臺了各種政策鞭策大學生進行課外耐力與力量練習，包括與大學生的獎學金、 體育分數掛鉤、 各種挑戰賽。 大學生進行耐力練習或力量練習時， 無論是出自提高自身素質的內在動機還是應付各種考核的外在動機， 起步階段都必須要一定的意志力。 同時， 意志力是抵制誘惑的重要變量， 著名的棉花糖實驗證實了意志力是非常容易被消耗的，但也是可以經過鍛煉獲得的， 只要經歷了提示鍛煉-渴求鍛煉-鍛煉反應-形成運動習慣， 使大學生從艱難繁瑣的事務決策中變成簡單的鍛煉習慣疊加， 可以是把穿運動鞋與鍛煉疊加， 也可以把去運動場與鍛煉疊加， 不需要強調運動強度與時間， 把自己標志成鍛煉者的身份， 即使形成糟糕的鍛煉堅持， 也不輕易放棄鍛煉習慣［23］。 因此， 研究結果揭示： 抵制誘惑是懶惰控制與鍛煉習慣的重要橋梁， 強調大學生的鍛煉計劃能力， 鍛煉初階體育鍛煉的意志力， 形成體育鍛煉者身份， 最終養成體育鍛煉習慣。

本研究進一步證實了目標專注在懶惰控制與大學生鍛煉習慣的中介作用， 研究結果顯示懶惰控制能預測目標專注， 并通過目標專注影響大學生的鍛煉習慣， 驗證了假設。首先， 大學生需要制定明確的鍛煉目標， 這是形成鍛煉習慣的重要因素。 明確的鍛煉目標制定需要事實求是， 月度鍛煉計劃形成的鍛煉習慣遠遠好于精確于每日的鍛煉計劃，天氣、 拖延、 突發事件等都會破壞鍛煉的連續性。 其次，大學生面對學習、 畢業、 社交、 情感、 就業等問題時， 其鍛煉習慣容易受到沖擊。 而抗挫能力較強的大學生具有更強的心理韌性， 且善于總結經驗和利用體育鍛煉習慣持續解壓， 調整自身情緒。 另外， 在面臨困難時目標專注能力強的大學生一般會定計劃和解決方案， 大學生的鍛煉目標不能面面俱到， 培養良好的鍛煉目標時每次都需要做好少數鍛煉目標的行動， 以便集中自身的精力推動重要目標不斷前進， 這是培養大學生鍛煉意志力和鍛煉習慣的重要因素。 以上結果揭示： 懶惰控制在培養大學生鍛煉習慣的過程中， 目標專注起到重要的中介作用。 懶惰控制不僅能提高大學生的目標專注能力， 在體育思政教育中加強目標專注能力是非常必要的， 而且懶惰控制在培養鍛煉習慣的程度受到目標專注能力的影響。 因此， 在培養大學生鍛煉習慣的過程中， 通過加強大學生的目標專注能力， 此路徑比懶惰控制對鍛煉習慣的直接干預效果更好。

4 結語

本研究的平行中介模型深入地揭示了懶惰控制對大學生鍛煉習慣的影響作用和機制： 懶惰控制分別通過抵制誘惑和目標專注影響大學生的鍛煉習慣； 懶惰控制對大學生鍛煉習慣的影響受到抵制誘惑和目標專注的正向作用， 懶惰控制與鍛煉習慣間存在平行中介效應。 因此， 建議大學生在培養自身鍛煉習慣時， 先重視日常壞習慣的控制， 特別是早睡早起和控酒戒煙的好習慣， 從而養成健康的生活方式。 此外， 需要特別注意抵制長時間刷短視頻、 打游戲、看劇等習慣， 在鍛煉習慣形成的初期階段， 更需要集中力量， 專注解決1 至2 個身體素質的提升， 使鍛煉由意志力控制變成習慣疊加， 成為同學與朋友中的鍛煉者標簽， 從而形成更加穩固的鍛煉習慣。