大学生拖延与参加锻炼之间的关系研究

张嘉旭

西安医学院

自我们入学的第一天，老师就教导我们，今日事今日毕，看似简单的话语又有几个人能够完全做到呢？现实中许多人却总是“明日复明日，万事成蹉跎”，很多憧憬、理想和计划都在拖延中化为泡影。拖延是一种如此普遍的行为甚至成为了一些人的生活习惯。自从上个世纪70年代，西方就有很多学者致力于拖延行为的研究了。Joseph和Ferrari(2005)在近期的研究显示，拖延人群的数量呈逐年上升的趋势，拖延已经成为一种世界性的流行病。

如何界定到底什么是拖延呢？对拖延的定义有很多种，Sabini和Silver(1981)认为拖延是一种非理性的行为推迟；Solomon和Rothblum(1984)认为拖延是与个体的心理痛苦联系在一起的计划延迟行为；Beswick和Mann(1994)认为拖延是我们推迟计划中预期要做事情的开始和完成时间的行为；Lay(1998)提出的定义认为拖延是一个人具有个人倾向性或特质的行为延迟，它具有跨时间和情景的一致性。总之，拖延具有自愿、回避和非理性三个特征，是个体自主决定不愿去做应该做或已经计划好的任务，表现出回避倾向。同时，拖延还是个体的一种非理性行为，尽管能够预料到拖延所导致的不良后果，但是个体还是会选择拖延行为。

对于拖延的测量，西方学者已经编制了多种拖延测量问卷，涉及到拖延行为的各个方面。如：加拿大学者Lay(1986)编制的一般拖延量表(GPS)，是国外最为常用的拖延自评量表之一。最初编制的量表包括普通版和学生版，量表采用5点记分。学生版有两个维度即害怕失败和任务厌恶，普通版是一个单维量表共20个题项，主要描述与拖延相关的行为和感觉。Lay报道量表的内部一致性系数为0.82。Fuschia和Sirois(2004)使用该量表研究了拖延与表现健康行为意愿的关系，表明特质焦虑与参与健康活动呈现负相关。在国内学者的研究中也证实了该问卷的有效性。我国学者林静(2007)翻译修订了该量表，并分析了福州高中生学习拖延的情况；包翠秋等人(2007)报道其α系数为0.803；楚翘等(2010)运用修订后的一般拖延量表考查了大学生拖延行为状况与特点，测得该量表α系数为0.833，证实该量表具有良好的信、效度，同时证明GPS量表适用于中国大学生，可以对中国大学生进行施测。

近年来，随着对拖延行为研究的不断深入，研究者们发现，拖延行为对人的学习和生活都有极大的影响。拖延不仅对人的情绪和行为产生影响而且也会危害人的身心健康。如：Sirris(2003)的研究中就发现，拖延与低健康水平和延迟就医以及较少的健康行为等相关。然而在国内有关拖延与健康行为的实证研究相对较少。众所周知，体育锻炼是一种健康行为。经常性的体育锻炼可以有效提高人们的免疫力，有助于人们的身心健康。拖延与人较少的健康行为存在相关关系是否就可以推断有拖延行为的人平时参加锻炼的次数较少，时间较少并且强度较低呢？目前在国内针对此类研究相对较少。考虑到大学生这一群体的特殊性以及他们本身非常容易发生拖延行为，同时大学生又都处于青年期，这段时期又是人一生中身体健康状况最佳的阶段，如果因为拖延而减少对身体锻炼的投入，那么对于今后身体健康的危害是极大的。基于此，本研究以在校大学生群体作为研究对象，采用实证研究的方式来研究大学生的拖延行为与参加锻炼之间的关系是极其具有理论和实际意义的。

一、研究方法

（一）研究参与者

本研究选取西安市某大学本科生200人进行测试，共收回有效问卷189份。其中，男生52人，女生137人。平均年龄为20.10岁。

（二）研究工具

身体锻炼等级量表。本研究采用身体锻炼等级量表来评价大学生身体锻炼量。该量表由武汉体育学院梁德消等人(1994)修订，从身体锻炼的强度、一次锻炼的时间及频率三个方面来考察身体锻炼量，并以身体锻炼量来衡量身体锻炼参与水平。身体锻炼量的得分=强度×(时间一1)×频率。每个方面各分5个等级，记分从1-5分。身体锻炼量最高分为100分，最低为0分。身体锻炼量的制定标准是:小锻炼量≤19分，中等锻炼量为20－42分，大锻炼量≥43分。

一般拖延量表。采用Lay(1986)编制的一般拖延量表(the General Proerastination Scale，简称 GP)（学生版），共20个项目。中文版由罗静(2007)翻译修订，并对修订后量表进行了信效度检验，结果表明其信度良好，内部一致性系数Cronbach’s α系数为0.810，再测信度0.701(p<0.01)，结构效度良好。采用Likert 5点式评分法，从“完全不符合”到“完全符合”分别为1分和5分，其中10道题目反向计分。

本研究收集到的数据运用SPSS18.0进行统计分析。

二、结果

（一）锻炼参与水平

对一共189名被试施测身体锻炼等级量表并进行描述统计。结果显示：被试锻炼总分在0-100之间，平均分数为24.90±20.24。对不同性别、不同年级被试的锻炼总分及锻炼强度、一次锻炼时间和频率三个方面的分数分别进行独立样本T检验和方差分析（见表1和表2），结果表明：不同性别被试的锻炼总分（t=7.032，p<0.01）及锻炼强度、一次锻炼时间和频率三个方面的分值（t=6.017，p<0.01；t=4.543，p<0.01；t=2.203，p<0.05）均存在显著差异，男生显著高于女生；不同年级被试的锻炼总分（F=1.516，p>0.05）及三个方面的分值（F=1.272,p>0.05;F=0.134,p>0.05;F=2.726，p>0.05）均无显著差异。

表1 不同性别被试的描述统计与独立样本T检验

表2 不同年级被试的描述统计与方差分析

根据身体锻炼等级量表的评分标准划分为小、中、大锻炼量，取大锻炼量和小锻炼量的被试分别为高、低锻炼水平组：高组35人，平均分数为58.23±13.29；低组90人，平均分数为8.21±5.88。为了增大高、低组的差异性，将所有被试的锻炼总分排序，选取得分位于前、后20%的被试作为高、低组，两组各37人。

（二） 锻炼参与水平与拖延行为的关系

对锻炼总分及锻炼强度、一次锻炼时间和频率三个方面得分与拖延分数做Pearson相关分析。结果显示（见表3）：锻炼参与水平与拖延无显著相关（r=0.049，p>0.05），并且锻炼强度（r=0.041，p>0.05）、一次锻炼时间（r=-0.031，p>0.05）和锻炼频率（r=0.015，p>0.05）三个方面与拖延也无显著相关。这表明，锻炼参与水平与拖延可能不存在直接的关系。

表3 锻炼与拖延的相关系数

进一步对高、低锻炼水平组在拖延上的得分做独立样本T检验，结果显示（见表4）：两种分组方式下的高、低锻炼水平组在拖延得分上均不存在显著差异。这再次表明锻炼参与水平与拖延并无关系。

表4 高、低锻炼水平被试拖延状况的描述统计及T检验

三、讨论

本研究探讨了大学生拖延行为与参与锻炼之间的关联性。研究发现在锻炼总分、锻炼强度、锻炼频率以及一次锻炼时间方面，男女生之间存在显著差异，男生高于女生。这表明男生比女生更热爱进行身体锻炼并且更能坚持锻炼。在年级方面，发现不同年级学生在锻炼总分、强度、频率以及一次锻炼时间上无显著差异。这表明大学生的平均锻炼水平并不随着年级的增高而出现变化。

国外学者Sirris等人在2003年做的一项研究发现，拖延行为与个人较低的健康水平和延迟就医以及较少的健康行为等存在中等程度的相关。但本研究却发现，锻炼总分、锻炼强度、锻炼频率以及一次锻炼时间与拖延行为之间并无显著相关，即锻炼参与水平与拖延行为之间无显著相关。锻炼行为作为健康行为的一种，却与拖延行为无显著相关，该结果与国外有关研究不符。笔者认为可能有以下原因：首先，研究参与者的选取。本研究采用方便取样选取了西安市某大学的在校大学本科生，他们每周都有固定的体育课，因此可能存在被动参与体育锻炼的情况；其次，就医行为可能与自身的生命健康存在更紧密的相关，而进行体育锻炼可能一般更多地被人们认为是一种娱乐休闲手段，与生命健康关系不大，并不能引起人们的普遍重视。因此，研究结果可能出现不显著的情况；另外，我国学者林静(2007)翻译修订了加拿大学者Lay(1986)编制的一般拖延量表(GPS)，使之适合于测查中国大学生普遍的拖延情况。但是，林静修订的大学生拖延量表测查范围很大，没有涉及专门领域如锻炼行为等健康行为。因此，该量表在专门领域可能不具备很好的信效度。

四、结论

本研究通过量表法探讨了大学生拖延行为与参与锻炼之间的关系，发现：

（1）不同性别参与者在锻炼参与水平上有显著差异，男生普遍高于女生；

（2）不同年级参与者在锻炼参与水平上无显著差异；

（3）锻炼参与水平与拖延行为之间无显著相关。