大學生生活拖延問卷的初步編制

鐘繼超　趙琨

摘 要：目的：編制適合于大學生的生活拖延問卷。方法：經開放式問卷、探索性因素分析、驗證性因素分析，形成正式問卷。結果：探索性因素分析顯示編制的生活拖延問卷共四個維度，分別命名為最后期限喚醒；主觀時間混亂；恐懼成功；恐懼失敗。驗證性因素分析顯示問卷具有較好的信度和效度。結論：該問卷符合心理測量學的標準，可以作為測量大學生生活拖延的工具。

關鍵詞：生活拖延；問卷編制；驗證性因素分析

中圖分類號：G641 文獻標志碼：A 文章編號：1002-2589（2014）06-0169-02

引言

在現代社會中，拖延行為甚為普遍，是日常生活中一種常見的現象，跨文化研究表明，拖延行為在成人中是非常普遍的[1]，而在學校中與學業有關的拖延行為也極為普遍，而且該行為不僅僅存在于學業方面，在工作、生活等其他方方面面也頻繁出現。我們經常看到有很多這樣的人：面對工作任務時，總是“既來之則安之”，拖到最后期限才匆匆忙忙執行任務；面對生活，洗衣、洗碗、打掃衛生、約會、別人拜托的事等等總是“等一會在做”，能拖則拖；對待學習也總是“明日復明日”，一拖再拖，只有到老師檢查作業時，才臨陣磨槍，臨時抱佛腳……拖延狀況所帶來的直接結果就是工作業績低下，生活次序混亂，學習效率不高，學習成績不理想，給人們的各方面都造成了消極影響。越來越多的研究表明，拖延不僅僅只是時間管理問題，它也是一個包含認識、情感和行為的復雜過程[2]。拖延行為不僅會導致個體作業成績的下降，給人們的學習和工作帶來嚴重的影響，長期拖延還會引發焦慮、內疚、自責等負面情緒，對個體的身心健康產生消極的影響。

近些年來，心理學研究者們對拖延問題做了許多研究，并取得了很大進展，為今后的研究奠定了堅實的基礎。但該領域的研究仍然有不容忽視的問題存在。大多數的研究涉及的任務都只是限制在學生作業成績方面，在其他情景下結果可能就會不一樣，本研究嘗試把拖延行為放到一個更廣泛的行為環境中進行研究。初步設計適用于大學生的生活拖延問卷，以深入探討分析拖延的內在動機和影響因素，并積極尋求解決的辦法。

一、對象與方法

（一）被試者

被試者來自于哈爾濱市四所大學的一年級到四年級的本科生，前后進行了兩次隨機取樣，共發放問卷500份。預測為250份，有效問卷 231 份；正式施測為250份，有效問卷210份。

（二）研究程序與方法

用自己編制的開放式問卷對大學生進行隨機調查，并在事后對其中一些人進行訪談，了解真實情況。

將開放式問卷與訪談調查收集到的資料進行綜合分析后，修改最初理論構想并初步確定拖延維度。通過條目分析，同時參考美國心理學家Jane B. Burka和Lenora M. Yuen所著的《拖延心理學》[3]以及一般拖延量表（General Procrastination Scale，GPS，Lay），選擇有代表性和普遍性的條目，擬定出反映生活拖延的最初題項，共獲得40個題目，要求被試單獨進行評價，采用Likert五點記分。從“完全不符合”到“完全符合”，分別評定為 1～5 分。分數越高表明個體生活拖延程度越嚴重，反之則越輕。首先用初始形成的40個項目問卷進行預測施測，對數據進行探索性因素分析，探索問卷的結構，篩選項目，形成14個項目的正式問卷。正式施測，驗證問卷結構的穩定性，并分析問卷的信度，形成最終的大學生生活拖延問卷。

（三）統計方法

用SPSS20.0 做探索性因素分析、信度檢驗，Mplus7.0做驗證性因素分析。

二、結果

（一）項目分析

首先對該量表的40個項目進行信度分析，初始信度為0.786，將反向題反向計分后，開始進行項目分析。將題總相關低于0.30的題項進行多次刪除，得到20個題項，Cronbach's Alpha=0.816。

（二）效度檢驗

首先進行 KMO 測度和巴特利特球體檢驗（Bartletts Test of Sphericity），結果 KMO 檢驗值為0.655，大于 0.6，說明統計數據適合進行因素分析。此外Bartlett球體檢驗的卡方值為879.495（df=325， Sig=0.000）達到顯著水平，說明母群體的相關矩陣間有共同因素存在，適合進行因素分析。選用主成分分析法進行完全探索，得到特征值大于1的有9個因子，能夠解釋總方差的61.344%。結合碎石圖和成分矩陣，最終選擇4個因子。

按方差最大法做斜交旋轉的主軸因子分解，刪除小于0.4的題，總方差已經能夠解釋50.942%，最后得到14個題項，KMO值為0.724， Bartlett球形檢驗的χ2=493.596，df=91，達到0.000 的顯著性水平。

在限定因素層面下，限定為4個因素，以主成分分析法（Principal Components Analysis）并配合斜交轉軸進行探索性因素分析，4個因素的特征值分別為3.176、1.420、1.315、1.221，其解釋變異量分別為22.684%、10.143%、9.395%、8.719%，累積解釋變異量為50.942%。根據各因子內項目的含義，分別命名為：最后期限喚醒，分數高表示傾向于到了要求的最后日期才急于完成工作；主觀時間混亂，分數高表示主觀時間與客觀時間不符，不能準確判斷時間；恐懼成功，分數高表示對成功的回避與畏懼；恐懼失敗，分數高表示對失敗的回避與畏懼。

各因素題項與因子載荷見表1。

（三）信度分析

經過探索性因素分析之后剩下14題，4個維度，維度與總分的內部一致性系數在0.477～0.671之間，見表2。

（四）驗證性因素分析

在驗證性因素分析中，模型擬合度評估是檢驗模型是否可以被接受的重要指標。關于擬合指數的優良并沒有一個黃金標準，不同的學者有不同的觀點，就目前的認識水平，結合溫忠麟、王濟川等人的比較研究，本研究選取以下幾個指標進行考察[4][5]，結果見表3。

擬合指數顯示，正式問卷具有良好的結構效度，模型可被接受。

結論

回顧前人關于拖延的研究，多是集中在學業拖延，本文對于生活拖延的研究與討論補充、豐富了拖延的研究領域。本文編制的大學生生活拖延問卷具有良好的信效度，可以作為對大學生生活拖延測量的工具。

參考文獻：

[1]Ferrari J R， O'Callaghan J， Newbegin I. Prevalence of Procrastination in the United States， United Kingdom， and Australia： Arousal and Avoidance Delays among Adults[J]. North American Journal of Psychology， 2005； 7（1）：1-6

[2]Fee R L， Tangney J P. Procrastination： A means of avoiding shame or guilt[J]. Journal of Social Behavior & Personality，2000；5： 167-84

[3]Burka J B， Yuen L M， 蔣永強， 等. 拖延心理學[M].北京：人民大學出版社， 2009.

[4]王濟川，王小倩，姜寶法. 結構方程模型[J].方法與應用. 2011（1）.

[5]溫忠麟， 侯杰泰. 結構方程模型檢驗， 擬合指數與卡方準則[J].心理學報， 2004，（2）： 186-194.