體育鍛煉對(duì)大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延行為的影響：時(shí)間管理傾向的中介作用

朱曉東

（廣西體育高等?？茖W(xué)校，廣西 南寧 530012）

隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”教育技術(shù)的日益成熟，過度使用網(wǎng)絡(luò)化和信息化課程教育技術(shù)，引發(fā)了大學(xué)生對(duì)網(wǎng)絡(luò)課程的消極體驗(yàn)和不良情緒[1]，導(dǎo)致學(xué)業(yè)拖延行為呈上升趨勢(shì)。學(xué)業(yè)拖延是指?jìng)€(gè)體在學(xué)習(xí)過程中難以完成學(xué)業(yè)任務(wù)，源于一種非理性延遲行為，特指學(xué)業(yè)過程中不良情緒[2]。近年來，學(xué)業(yè)倦怠和睡眠障礙等心理問題的持續(xù)增長(zhǎng)與學(xué)業(yè)拖延行為的惡化有著緊密的關(guān)聯(lián)[3]，因此，亟待尋求出紓解大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延行為的有效措施和應(yīng)對(duì)策略。

體育鍛煉能夠提升大學(xué)生的自我控制能力，遏制散漫等不良情緒的產(chǎn)生，可以有效減低和緩解學(xué)業(yè)拖延行為的加劇[4]。已有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，體育鍛煉等級(jí)與學(xué)業(yè)拖延行為具有關(guān)聯(lián)效應(yīng)，持續(xù)長(zhǎng)周期的體育鍛煉可以降低學(xué)業(yè)拖延行為的發(fā)生概率，提升個(gè)體的自我效能感，緩解睡眠困難和學(xué)業(yè)壓力增高的問題[5,6]。因此，在前期學(xué)者研究基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)H1：體育鍛煉可以負(fù)向預(yù)測(cè)大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延行為。

長(zhǎng)周期的體育鍛煉能夠幫助大學(xué)生提高自我效能感、主觀幸福感和心理韌性，有利于塑造健全的人格品質(zhì)，促使其形成良好的時(shí)間管理意識(shí)[7-9]。而實(shí)證研究結(jié)果也表明，時(shí)間管理與學(xué)業(yè)拖延行為負(fù)相關(guān)，可以通過時(shí)間管理類主題活動(dòng)和體育鍛煉行為能遏制學(xué)業(yè)拖延行為[10]。體育鍛煉心理學(xué)者認(rèn)為，個(gè)體的執(zhí)行功能、認(rèn)知能力、自我效能感等在體育鍛煉影響學(xué)業(yè)拖延行為中起到中介或調(diào)節(jié)效應(yīng)[11,12]。學(xué)者們?cè)谖磥硌芯空雇卸啻翁峒暗?，時(shí)間管理傾向是體育鍛煉影響自我效能感的重要中介變量這一假說。綜合學(xué)者前期研究基礎(chǔ)，本研究提出研究假設(shè)H2：時(shí)間管理傾向在體育鍛煉影響大學(xué)生拖延行為中起到中介作用。

目前關(guān)注體育鍛煉對(duì)學(xué)業(yè)拖延行為與時(shí)間管理傾向等研究較多，但仍未厘清時(shí)間管理傾向、體育鍛煉、拖延行為之間的關(guān)系。綜上所述，本研究以廣西壯族自治區(qū)在校大學(xué)生為研究對(duì)象，將學(xué)業(yè)拖延行為納為因變量、體育鍛煉為自變量、時(shí)間管理傾向?yàn)橹薪樽兞?，探討三者的?nèi)在關(guān)系并進(jìn)行驗(yàn)證，為全面減弱大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延行為提供實(shí)踐指導(dǎo)和理論參考。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

選取廣西5 所在校大學(xué)生為研究對(duì)象，采取整群隨機(jī)抽樣的方法，于2021年9月5日至28日展開調(diào)查。問卷填寫發(fā)放時(shí)已注明知情諒解和不泄露個(gè)人隱私等信息，并經(jīng)得班主任和問卷填寫本人知情同意。問卷回收剔除填寫時(shí)間短、無效及同質(zhì)性偏高問卷，共計(jì)回收問卷709 份。調(diào)研對(duì)象年齡18～23 歲，男女分別為277 人（39.1%）、432 人（60.9%）；大學(xué)一、二、三、四年級(jí)學(xué)生分別為279 人（39.4%）、158 人（22.3%）、179 人（25.2%）、93 人（13.1%）。

1.2 研究方法

1.2.1 體育鍛煉等級(jí)量表（Physical Activity Rating Scale-3,PARS-3）

采用橋本公雄編制，梁德清等人翻譯、修訂的體育鍛煉等級(jí)量表測(cè)量研究對(duì)象的體育鍛煉參與情況[13]，該量表使用5 點(diǎn)計(jì)分法，包括時(shí)間、頻次和強(qiáng)度3 個(gè)條目，總體得分=體育鍛煉頻次×（體育鍛煉時(shí)間-1）×體育鍛煉強(qiáng)度。總體得分越高，表明研究對(duì)象的體育鍛煉程度越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.84。

1.2.2 學(xué)業(yè)拖延行為量表（ Aitken Procrastination Inventory,API）

采用艾特肯編制，陳曉莉等人修訂、漢化的學(xué)業(yè)拖延行為量表測(cè)量研究對(duì)象的學(xué)業(yè)拖延情況[14]，該量表共19 個(gè)條目，采用5 點(diǎn)計(jì)分法，研究對(duì)象根據(jù)選項(xiàng)1（完全不符合）～5（完全符合）選擇合適的答案。總分為各條目得分之和，總分越高，表明研究對(duì)象的學(xué)業(yè)拖延行為越嚴(yán)重。本研究該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。

1.2.3 時(shí)間管理傾向量表（Adolescence Time Management Disposition Inventory,ATMD）

采用黃希庭等人編制的時(shí)間管理傾向量表測(cè)量研究對(duì)象的時(shí)間管理傾向情況[15]，該量表包含時(shí)間價(jià)值感、時(shí)間效能感和時(shí)間監(jiān)控觀三個(gè)維度，共44 個(gè)題項(xiàng)，采用5 點(diǎn)計(jì)分法，研究對(duì)象根據(jù)1（完全不符合）～5（完全符合）選擇合適的答案。總分為44 個(gè)條目得分之和，得分越高，表明研究對(duì)象的時(shí)間管理傾向越高。本研究該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.84。

1.3 統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS25.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)分析不同性別在各研究變量上的顯著性差異；采用單因素方差分析不同年級(jí)在各研究變量上的顯著性差異；各變量之間的相關(guān)分析采用皮爾遜積差相關(guān)；共同方法偏差的檢驗(yàn)采用Harman 單因素檢驗(yàn)法；中介效應(yīng)的檢驗(yàn)使用溫忠麟等人提出的逐步回歸法和Process 宏程序中有偏差校正的bootstrap 法。檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05（雙側(cè)）。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用問卷調(diào)查法，3 個(gè)測(cè)量問卷均是面向同一被試群體進(jìn)行調(diào)研，可能存在共同方法偏差問題，需要進(jìn)一步采用Harman 單因素檢驗(yàn)法對(duì)是否存在共同方差偏差進(jìn)行檢驗(yàn)[16]。將體育鍛煉、學(xué)業(yè)拖延行為、時(shí)間管理傾向三個(gè)量表的所有條目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，結(jié)果提取到最大公因子的解釋率為18.41%，遠(yuǎn)小于40%的臨界值，所以本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題[17]。

2.2 不同類別變量中人口學(xué)特征分析

使用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)和單因素方差分析，分別檢驗(yàn)各變量在人口學(xué)變量上的差異性。結(jié)果顯示，體育鍛煉、時(shí)間管理傾向、學(xué)業(yè)拖延行為等3 個(gè)變量總體得分在性別組間均存在顯著性差異。體育鍛煉、學(xué)業(yè)拖延行為得分在年級(jí)組間存在顯著性差異，事后LSD 多重比較顯示，體育鍛煉得分上，一年級(jí)大學(xué)生與三、四年級(jí)大學(xué)生存在顯著性差異；學(xué)業(yè)拖延行為得分上，一年級(jí)大學(xué)生與二、三、四年級(jí)大學(xué)生存在顯著性差異。見表1。

表1 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)差異分析

2.3 各變量相關(guān)性分析

運(yùn)用皮爾遜積差相關(guān)，分析體育鍛煉、學(xué)業(yè)拖延行為和時(shí)間管理傾向等三者之間的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，體育鍛煉、時(shí)間管理傾向均與學(xué)業(yè)拖延行為呈負(fù)相關(guān)（r= -0.70、-0.70，P＜0.01），體育鍛煉與時(shí)間管理傾向呈正相關(guān)（r= 0.66，P＜0.01）。見表2。

表2 體育鍛煉、學(xué)業(yè)拖延行為與時(shí)間管理傾向的相關(guān)性

2.4 時(shí)間管理傾向的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用溫忠麟[18]等人提出的逐步回歸法，將體育鍛煉參與作為自變量，學(xué)業(yè)拖延行為作為因變量，時(shí)間管理傾向?yàn)橹薪樽兞窟M(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，體育鍛煉顯著正向預(yù)測(cè)時(shí)間管理傾向（P＜0.01），時(shí)間管理傾向能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)拖延行為（P＜0.01）；加入時(shí)間管理傾向后，體育鍛煉對(duì)學(xué)業(yè)拖延行為的預(yù)測(cè)作用仍然顯著（P＜0.01），所以時(shí)間管理傾向在體育鍛煉和學(xué)業(yè)拖延行為中起到部分中介作用。見圖1。

圖1 時(shí)間管理傾向在體育鍛煉和學(xué)業(yè)拖延行為中的中介效應(yīng)檢驗(yàn)圖

使用Process 宏程序進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)，使用bootstrap 方法重復(fù)抽樣5000 次，獲得中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，如果該區(qū)間不包括0，則說明中介效應(yīng)顯著。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，時(shí)間管理傾向的中介效應(yīng)置信區(qū)間為[-0.33,-0.23]，不包含0，表明時(shí)間管理傾向在體育鍛煉和大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延行為中起中介作用。直接效應(yīng)和中介效應(yīng)的數(shù)值與占比分別為-0.42（60.00%）、-0.28（40.00%）。

表3 自我效能感的中介效應(yīng)

3 討論

本研究結(jié)果顯示，男大學(xué)生體育鍛煉總體得分高于女大學(xué)生，與王嘉琦等人的研究結(jié)果一致[19]，這與男生陽剛、活潑、好動(dòng)的氣質(zhì)有關(guān)，也符合社會(huì)角色中男大學(xué)生的形象；而學(xué)業(yè)拖延行為則相反，這與女大學(xué)生對(duì)環(huán)境依賴程度過高和缺乏自律及責(zé)任心有關(guān)[20]。王克平[21]、周乃潤(rùn)[22]等人研究結(jié)果表明，低年級(jí)大學(xué)生參加體育鍛煉的強(qiáng)度、頻次和時(shí)間均少于高年級(jí)大學(xué)生，本研究結(jié)果與之一致，可能大一新生不適應(yīng)校園生活、繁重的學(xué)業(yè)壓力以及考試任務(wù)挑戰(zhàn)等，導(dǎo)致參與課余時(shí)間的體育鍛煉匱乏。相對(duì)于高年級(jí)大學(xué)生，低年級(jí)大學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延行為得分較高，本研究結(jié)果與王麗平[23]、吳潔[24]等人的研究相同。不同年級(jí)大學(xué)生時(shí)間管理傾向得分雖無差異，但大一年級(jí)得分最低，這可能因?yàn)榇笠恍律鷦側(cè)胄?，?duì)大學(xué)所學(xué)專業(yè)缺乏深層次的認(rèn)知和判斷，仍沒有建立較為濃厚的學(xué)習(xí)興趣，課堂授課知識(shí)點(diǎn)沒有深刻的領(lǐng)悟和思考，與教師和其他群體互動(dòng)溝通較少，喜歡過度依賴教師“灌輸式”的教學(xué)風(fēng)格，仍過度依賴“灌輸式”的教學(xué)模式，欠缺對(duì)專業(yè)知識(shí)的社會(huì)實(shí)踐與探索，尚未形成以解決問題為導(dǎo)向的學(xué)習(xí)模式，存在職業(yè)規(guī)劃迷茫和專業(yè)學(xué)習(xí)困惑等問題，導(dǎo)致在業(yè)余時(shí)間管理中較為散漫和自由，這與馬煜[25]、李云[26]等人的高年級(jí)時(shí)間管理傾向得分高于低年級(jí)的結(jié)論基本一致。

相關(guān)分析得出，體育鍛煉與學(xué)業(yè)拖延行為呈負(fù)相關(guān)，表明體育鍛煉參與程度越高，則學(xué)業(yè)拖延行為越低，這與本研究先前假設(shè)H1相吻合。體育鍛煉可以提高大學(xué)生自我管理意識(shí)，改善拖延和拖沓的自我管理意識(shí)，還可以提高朋輩之間的互動(dòng)交流與溝通能力，對(duì)緩解大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延行為具有顯著效果[27]。宗熙熙等的體育鍛煉對(duì)大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延行為研究也發(fā)現(xiàn)，體育鍛煉對(duì)大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用[28]。本研究相關(guān)分析還發(fā)現(xiàn)，體育鍛煉與時(shí)間管理傾向呈正相關(guān)關(guān)系，表明體育鍛煉可以提升大學(xué)生的時(shí)間管理意識(shí)和自我控制能力，與劉瑤[29]、王利雅[30]、李華健[31]等人的研究相一致。而時(shí)間管理傾向與學(xué)業(yè)拖延行為呈負(fù)相關(guān)，表明時(shí)間管理傾向可以抑制拖延、拖沓等散漫情緒表達(dá)，這與白文金[32]、邢雅萍[33]等人的研究相一致。

中介效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，時(shí)間管理傾向在體育鍛煉與學(xué)業(yè)拖延行為中存在部分中介作用，即本研究假設(shè)H2成立。體育鍛煉可以培養(yǎng)人不怕困難和不怕艱辛的意志品質(zhì)，磨煉人的心理韌性，有助于頑強(qiáng)拼搏意志力的提高，可以打造出陽光爽朗的精神風(fēng)貌，培育出健全的人格，對(duì)自我時(shí)間管理和自我控制力是一種洗滌和升華。時(shí)間管理傾向得分越高，越有利于個(gè)體自我時(shí)間管理和規(guī)劃，可以遏制散漫拖沓等惰性心理的涌現(xiàn)[34]。本研究結(jié)果提示高校心理健康輔導(dǎo)工作者，可以從大學(xué)生日常體育鍛煉參與情況調(diào)查入手，厘清大學(xué)生體育鍛煉參與的人口學(xué)畫像，外聘和內(nèi)培體育鍛煉心理學(xué)教師，設(shè)計(jì)出精簡(jiǎn)可行的鍛煉計(jì)劃，從上到下擬定出健身鍛煉的鼓勵(lì)性政策，引導(dǎo)學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)、教師以及管理人員共同參與到周期性陽光體育運(yùn)動(dòng)中，督促學(xué)生形成經(jīng)常性參加群體性體育鍛煉活動(dòng)的習(xí)慣，呼吁校園媒介發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)，營造出積極的校園體育氛圍，不斷提高大學(xué)生應(yīng)對(duì)學(xué)業(yè)拖沓和拖延行為的時(shí)間管理能力和自我約束能力，從而系統(tǒng)優(yōu)化自我管控能力，培育出自律自強(qiáng)的心理品質(zhì)，遏制學(xué)業(yè)拖延行為的發(fā)生，進(jìn)而消除大學(xué)生因?qū)W業(yè)拖延行為帶來的困惑和心理疾病。

此外，本研究仍存在一些不足和局限。本研究選取的是體育鍛煉等級(jí)自評(píng)量表，后續(xù)研究可引用更有科技含量和智能化的儀器設(shè)備，找出更為嚴(yán)密和科學(xué)的測(cè)評(píng)方法與計(jì)算方式。本研究是一個(gè)橫向的基線研究，沒有跨單位和地區(qū)時(shí)段的數(shù)據(jù)回收，缺乏縱向時(shí)間段的系統(tǒng)考察，因而，在未來研究中可以嘗試跨時(shí)間段、跨區(qū)域的調(diào)研，從而增加研究結(jié)果的可推廣性，更為精準(zhǔn)的闡釋變量之間的因果關(guān)系。