丁 飞

（江西师范大学 科学技术学院，江西 九江 332020）

运动拖延是个体在体育锻炼中的一种拖延行为， 表现为不能有效执行体育锻炼计划或者推迟体育锻炼计划， 甚至取消锻炼计划的行为特征。 由于当前高校学生的学业、工作压力较大，普遍存在运动拖延现象。 社会生态学理论认为，发展的个体嵌套于相互影响的多个生态子系统中， 个体与各子系统相互作用均会对运动拖延产生影响［1］。不同生态子系统的风险因素往往具有协同发生性， 仅考察一种或少数风险因素不能反映大学生运动拖延的全面因素［2］。运动拖延是个体在体育锻炼中的一种拖延行为， 表现为不能有效执行体育锻炼计划或者推迟体育锻炼计划，甚至中断锻炼计划的行为特征。 在家庭体育方面，父母体育锻炼习惯、父母支持、家庭教养方式对学生的体育观念有一定的影响， 可能间接影响大学生的运动拖延行为。 学校体育物质环境、社区体育环境、锻炼氛围、同伴督促等也会影响大学生的运动拖延［3］。

锻炼效能感是个体坚信自己能完成既定的运动目标和任务的能力。 诸多研究认为，锻炼效能感高的个体对自身期望较高， 面对困难或有挑战的任务时， 能积极付出努力并采取策略。 锻炼效能感水平低的个体更易出现运动拖延行为，更可能通过手机弥补现实生活中的社交缺乏和信息不足的现象。 高锻炼效能感的个体对自身运动能力有准确的认知， 对锻炼目标有更高的坚持性和耐受性， 能主动排除运动中的干扰。 王振、胡国鹏研究认为，锻炼自我效能感水平高的个体能坚持每天的锻炼任务，在运动中体验积极的情感，扩展个体的社交圈子，不会出现运动拖延现象［4］。 低锻炼效能感的个体在锻炼中遇到问题时，更容易出现逃避、退缩等心理，甚至退出体育锻炼。 社区、家庭、学校为个体提供良好的体育锻炼环境，有助于增强个体的锻炼自我效能感，从而有效避免运动拖延现象。 基于上述， 假设锻炼效能感在累积生态风险和大学生运动拖延之间起中介作用。

自我控制能力是指个体能适时地调整自己的行动和情绪，以符合完成各种活动目标的需要。 属于自我意识内容，是个体尤为重要的心理素质，高自我控制的个体能充分利用家庭、学校、社区和同伴资源，将多方资源转化为个体坚持锻炼的情感助力，有效避免运动拖延。 而自我控制得分低的个体无法调控优势资源，进而无法减弱累积生态风险与不良行为之间的关系。 自控能力强的学生能在体育学习过程中克服苦难，抵制不良诱惑，提高运动自信，完成既定的锻炼任务［5］。因此，自我控制可能在累积生态风险和大学生运动拖延之间起调节效应。 另外，锻炼自我效能感与自我控制存在显著的相关， 锻炼自我效能感高的个体通常有较高的自我控制能力，主动完成既定的锻炼任务，很少出现运动拖延行为。 从认知加工角度看，尽管许多大学生存在运动拖延现象，但随着累积生态风险因素的改善，自我控制起着必要的缓冲和保护作用。 推测自我控制更可能与累积生态风险的交互作用影响大学生运动拖延的变化，扮演调节变量的角色。 因此，假设自我控制能力是累积生态风险影响大学生运动拖延的调节变量。本文基于累积生态风险视角，从家庭、同伴、个体因素分析大学生的运动拖延现象，验证锻炼自我效能感在其中的中介效应和自我控制的调节效应。 以期为预防大学生运动拖延、助力学生形成健康的生活方式和终身体育意识提供理论参考。

图1 假设模型图

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

采用整群抽样法对南昌市的5 所高校进行调查， 调查前向被试说明本研究的用途，并对学生的填答内容严格保密。 为被试学生讲解问卷的作答要求， 现场对问卷进行统一回收和筛选。课题组于2020 年9 月～11 月共发放1 000 份问卷，回收982 份，剔除无效问卷79 份，最后确定903 份有效问卷，有效率为92%。 其中男生324 人，女生579 人。

1.2 研究方法

1.2.1 研究工具

累积生态风险量表：选取李董平2016 年修订的《累积生态风险问卷》，包括家庭风险、同伴风险、学校风险、社区风险、其他风险5 个维度。 由于累计生态风险是负向变量，本文对相关题项进行反向计分处理， 将总分作为累积生态风险的最终结果［6］。 量表克伦巴赫系数是0.876，表明量表信度较高；KMO球形检验结果为0.903，适合因子分析。 采用主成分分析法对累积生态风险问卷的内容进行探索性因子分析， 结果显示各题项均在所在维度排列且因子载荷高于0.5， 问卷信效度较高。

锻炼自我效能感量表：由Wu、Ronis 和Pender 编制，共12个条目，采用“完全不可能”到“完全能”五点计分方式，总分越高，说明锻炼自我效能感越高［7］。 该量表的内部一致性系数为0.903， 表明问卷有较高的信度。 探索性因子分析显示KMO=0.962，各题项落在所在维度且因子载荷高于0.5，说明问卷信效度较高。

青少年自我控制量表：采用王红娇、卢家楣编制的自我控制量表，该量表包括36 个题目共3 个维度，3 个维度分为情绪自控、思维自控与行为自控。 采用李克特5 点计分，得分越高，表明自控能力越好。 SPSS 信度分析显示本研究中青少年心理韧性量表的克隆巴赫系数α 为0.862。验证性因子分析显示各题项均在所在维度且各因子载荷在0.5 以上，说明问卷有良好的信效度。

运动拖延量表：由Aitken 编制，共19 个题项，每个题目采用Likert 五级计分法进行测量，1～5 分表示各题项从 “完全不符合”到“完全符合”的程度，量表总分为个体运动拖延水平［8］。以往研究表明，该量表具有良好的信效度，已被广泛应用于各类人群锻炼拖延的研究中。 本文中运动拖延量表的内部一致性系数为0.876，说明问卷信度良好。

1.2.2 共同方法偏差检验

本文对主试人员进行问卷发放前的培训， 采用规范指导语、严格控制填答时间、正反向题目混合分布、控制人口学变量等最大程度降低共同方法偏差对研究结果的影响。 同时，采用Harman 单因子检验法对累积生态风险、 锻炼自我效能感、自我控制、 运动拖延等研究变量的全部题项纳入进行探索性因子分析，在因子未旋转的情况下，共有8 因子特征值大于1，且第一个因子解释的变异量为17%， 未达到规定的40%临界水平［9］。 因此，本研究不存在共同方法偏差问题。

1.3 数理处理

通过SPSS 26 软件对研究变量依次进行均值比较、 相关分析、回归分析；借助SPSS Process 组件进行有调节的中介模型检验［10］。

2 结果

2.1 变量相关性分析

由表1 可以得知， 大学生累积生态风险总分和运动拖延存在显著正相关，累积生态风险总分与锻炼自我效能感、自我控制之间存在显著负相关。 大学生锻炼自我效能感、自我控制与运动拖延间存在显著负相关。

表1 大学生累积生态风险、锻炼自我效能感、自我控制和运动拖延之间的相关分析

2.2 中介效应检验分析

大学生累积生态风险、 锻炼自我效能感和运动拖延之间的相关性均有统计学显著意义（p＜0.05），符合中介效应的检验条件。 根据心理学中介效应分析程序，第一步构建自变量累积生态风险对因变量运动拖延的回归方程； 第二步做累积生态风险对中介变量锻炼自我效能感的回归方程； 第三步将自变量累积生态风险和中介变量锻炼自我效能感两个变量同时纳入方程对运动拖延进行回归分析， 结果显示路径系数均非常显著［11］。 回归方程结果显示，大学生累积生态风险对运动拖延有正向预测作用 （R2=0.379，F=183.120，β=0.612，p=0.000）；也可以显著负向预测锻炼自我效能感水平 （R2=0.095，F=31.587，β=-0.174，p=0.000）；当大学生累积生态风险和锻炼自我效能感同时进入回归方程后预测运动拖延， 路径系数具有统计学意义（R2=0.463，F=193.733，β=-0.305，p=0.000），中 介因素锻炼自我效能感介入回归模型之后， 大学生累积生态风险对运动拖延的解释力明显提高， 而路径系数明显降低 （β=0.559），说明锻炼自我效能感在大学生累积生态风险和运动拖延之间起部分中介效应，中介效应占总效应的比例为8.7%。

2.3 有调节的中介模型检验

运用PROCESS 插件检验自我控制的调节效应，根据有调节的中介模型检验程序，将本文中累积生态风险、自我控制、运动拖延进行中心化处理，在控制大学生性别、年龄和年级的情况下， 采用分层回归法分析自我控制在累积生态风险影响大学生运动拖延中的调节效应。 方程1 估计累积生态风险对大学生运动拖延的总体效应； 方程2 估计自我控制在累积生态风险与锻炼自我效能感之间的调节效应； 方程3 估计自我控制在累积生态风险与大学生运动拖延之间的调节效应。 结果显示，方程1 显著，累积生态风险能显著正向预测大学生运动拖延；方程2 显著，累积生态风险能负向预测大学生锻炼自我效能感，且累积生态风险与自我控制的交互项显著；方程3显著，锻炼自我效能感能显著负向预测大学生运动拖延，且累积生态风险与自我控制的交互项显著［13］。

表2 锻炼自我效能感中介效应的模型检验

表3 有调节的中介模型检验

为了更清楚地解释累积生态风险与自我控制对大学生运动拖延交互效应的实质， 运用Process 插件中简单斜率方法，将自我控制分为高分组（M+1SD）和低分组（M-1SD），验证不同程度自我控制水平下累积生态风险对大学生运动拖延的改善效果。 在高主自我控制水平下，累积生态风险对大学生运动拖延的影响效果显著 （simple slope=0.549 9，t=15.469 9，p=0.000 0）。 在低自我控制条件下，累积生态风险对大学生运动拖延亦有显著的效果 （simple slope=0.656 2，t=18.096 1，p=0.000 0）。 这表明随着大学生自我控制水平的升高，累积生态风险对大学生运动拖延的影响作用呈减弱趋势。

图2 自我控制在累积生态风险与运动拖延之间的调节作用

3 讨论

本研究发现， 累积生态风险可以有效预测大学生的运动拖延。 累积生态风险本质上反映了青少年所处环境支持性资源的匮乏和无结构社会化特征的突出性，对高校学生而言，家庭环境、学校氛围、同伴支持是运动参与的重要因素。 如果在各领域中充斥不利的因素， 环境的无结构化说明大学生的体育参与没有家长、教师和同伴的监督。 家庭、学校、同伴和社区是大学生发展最直接、最持久的生态子系统，对个体运动拖延起深刻且持续的影响［14］。 家庭是个体最早社会化的场所，父母的体育价值观和运动兴趣影响大学生体育参与方式与运动习惯的形成，从而减少了运动拖延的可能。 同伴关系越好，在运动中容易形成监督和互助的人际氛围， 其运动拖延处于相对低的水平。 人际关系不良的大学生容易出现孤独、疏离感等负性情绪，在面对压力和挫折时会对体育锻炼的认知产生偏差，往往采取消极的方式逃避体育活动， 其运动拖延水平相对较高。

累积生态风险既可以直接影响大学生的运动拖延行为，也可以通过锻炼自我效能感间接影响运动拖延。 若大学生无法与同伴建立良好的人际关系，容易出现自我边缘化现象，致使个体锻炼自我效能感较低， 从而出现较高水平的运动拖延行为。 累积生态风险越小，学校、家庭、社区体育环境、同伴对个体体育参与提供的支持就越高， 进而提高大学生的锻炼自我效能水平，形成坚定的运动信念，对自己锻炼行为控制更为严格，从而降低了运动拖延的风险。 高锻炼效能的个体能更好地约束自身行为， 专注当前的任务， 自觉完成既定的锻炼目标，抑制运动拖延行为。 根据情绪管理机制，高锻炼效能的个体能及时调整自己的负性情绪，即使面临多种风险因素，也不会因情绪问题而出现运动拖延现象。 高锻炼效能个体也有维系良好社会关系的意向， 善于通过家庭支持和同伴协助参与体育活动。 而累积生态风险高的大学生，由于家庭、同伴和学校的体育支持不足，周边没有良好的运动氛围，锻炼自我效能感较低，无法抵制外部诱惑，优先进行娱乐休闲活动，更容易通过拖延行为逃避锻炼。 大学生锻炼自我效能感的提升可以激发学生锻炼热情，形成规律化和持久化的运动习惯，避免运动拖延行为。

表4 自我控制不同得分在累积生态风险与运动拖延之间的调节效应

研究结果表明， 自我控制在累积生态风险影响大学生运动拖延的路径中起调节作用。 具体表现为：伴随自我控制水平的提高， 累积生态风险对大学生运动拖延的缓解效果逐步减弱。 即当学生处于相同的累积生态风险环境时，不同自我控制程度的个体的运动拖延情况存在一定差异， 表明自我控制是影响大学生运动拖延的重要因素。 高自我控制水平的学生本身有较强的自我管理能力，不易受到外界环境的改变，自我控制能力强的个体更能轻松处理突发事件和负面情绪， 在体育锻炼中有更高自信水平。 因此，累积生态风险对高自我控制的大学生运动拖延的改善效果就会受到削弱。 而自我控制得分低者反而会强化累积生态风险对大学生运动拖延的负向预测作用。 累积生态风险的缓解也会使大学生充分获取来自学校、家庭、社区、同伴方面的体育资源，形成父母支持、同伴互助的良好人际氛围和互相监督自觉锻炼的习惯， 从而有效避免运动拖延的发生。 累积生态风险的改善也可以有效强化大学生的自我控制能力，使情绪稳定，思维活跃，注意力高度集中，行为更加符合社会规范。

综上所述，累积生态风险、锻炼自我效能感、自我控制与大学生运动拖延四者之间有显著相关性（p＜0.001）。 锻炼自我效能感在累积生态风险与大学生运动拖延之间存在部分中介效应，中介效应占比为8.7%。 累积生态风险与大学生运动拖延的关系受自我控制的调节，具体而言，被试自我控制水平越高，累积生态风险对大学生运动拖延的正向预测作用越弱。 构建体育生活文化，营造校园体育氛围，发挥社会、家庭、学校、同伴等多方系统的聚合效应。 形成有利于大学生体育参与的物质环境、家庭社会支持环境和人际氛围，预防大学生运动拖延行为。 开展新兴运动项目，培养大学生的运动兴趣，同时将体育价值观教育融入到高校学生的体育知识和技能学习中，注重提高大学生锻炼自我效能水平和自我控制能力。 创设自由舒适的运动环境，注重在运动中提升学生的情感体验，及时鼓励学生在体育学习中的进步，使其形成健康的生活方式。