大学生生活拖延问卷的初步编制

钟继超　赵琨

摘 要：目的：编制适合于大学生的生活拖延问卷。方法：经开放式问卷、探索性因素分析、验证性因素分析，形成正式问卷。结果：探索性因素分析显示编制的生活拖延问卷共四个维度，分别命名为最后期限唤醒；主观时间混乱；恐惧成功；恐惧失败。验证性因素分析显示问卷具有较好的信度和效度。结论：该问卷符合心理测量学的标准，可以作为测量大学生生活拖延的工具。

关键词：生活拖延；问卷编制；验证性因素分析

中图分类号：G641 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2014）06-0169-02

引言

在现代社会中，拖延行为甚为普遍，是日常生活中一种常见的现象，跨文化研究表明，拖延行为在成人中是非常普遍的[1]，而在学校中与学业有关的拖延行为也极为普遍，而且该行为不仅仅存在于学业方面，在工作、生活等其他方方面面也频繁出现。我们经常看到有很多这样的人：面对工作任务时，总是“既来之则安之”，拖到最后期限才匆匆忙忙执行任务；面对生活，洗衣、洗碗、打扫卫生、约会、别人拜托的事等等总是“等一会在做”，能拖则拖；对待学习也总是“明日复明日”，一拖再拖，只有到老师检查作业时，才临阵磨枪，临时抱佛脚……拖延状况所带来的直接结果就是工作业绩低下，生活次序混乱，学习效率不高，学习成绩不理想，给人们的各方面都造成了消极影响。越来越多的研究表明，拖延不仅仅只是时间管理问题，它也是一个包含认识、情感和行为的复杂过程[2]。拖延行为不仅会导致个体作业成绩的下降，给人们的学习和工作带来严重的影响，长期拖延还会引发焦虑、内疚、自责等负面情绪，对个体的身心健康产生消极的影响。

近些年来，心理学研究者们对拖延问题做了许多研究，并取得了很大进展，为今后的研究奠定了坚实的基础。但该领域的研究仍然有不容忽视的问题存在。大多数的研究涉及的任务都只是限制在学生作业成绩方面，在其他情景下结果可能就会不一样，本研究尝试把拖延行为放到一个更广泛的行为环境中进行研究。初步设计适用于大学生的生活拖延问卷，以深入探讨分析拖延的内在动机和影响因素，并积极寻求解决的办法。

一、对象与方法

（一）被试者

被试者来自于哈尔滨市四所大学的一年级到四年级的本科生，前后进行了两次随机取样，共发放问卷500份。预测为250份，有效问卷 231 份；正式施测为250份，有效问卷210份。

（二）研究程序与方法

用自己编制的开放式问卷对大学生进行随机调查，并在事后对其中一些人进行访谈，了解真实情况。

将开放式问卷与访谈调查收集到的资料进行综合分析后，修改最初理论构想并初步确定拖延维度。通过条目分析，同时参考美国心理学家Jane B. Burka和Lenora M. Yuen所著的《拖延心理学》[3]以及一般拖延量表（General Procrastination Scale，GPS，Lay），选择有代表性和普遍性的条目，拟定出反映生活拖延的最初题项，共获得40个题目，要求被试单独进行评价，采用Likert五点记分。从“完全不符合”到“完全符合”，分别评定为 1～5 分。分数越高表明个体生活拖延程度越严重，反之则越轻。首先用初始形成的40个项目问卷进行预测施测，对数据进行探索性因素分析，探索问卷的结构，筛选项目，形成14个项目的正式问卷。正式施测，验证问卷结构的稳定性，并分析问卷的信度，形成最终的大学生生活拖延问卷。

（三）统计方法

用SPSS20.0 做探索性因素分析、信度检验，Mplus7.0做验证性因素分析。

二、结果

（一）项目分析

首先对该量表的40个项目进行信度分析，初始信度为0.786，将反向题反向计分后，开始进行项目分析。将题总相关低于0.30的题项进行多次删除，得到20个题项，Cronbach's Alpha=0.816。

（二）效度检验

首先进行 KMO 测度和巴特利特球体检验（Bartletts Test of Sphericity），结果 KMO 检验值为0.655，大于 0.6，说明统计数据适合进行因素分析。此外Bartlett球体检验的卡方值为879.495（df=325， Sig=0.000）达到显著水平，说明母群体的相关矩阵间有共同因素存在，适合进行因素分析。选用主成分分析法进行完全探索，得到特征值大于1的有9个因子，能够解释总方差的61.344%。结合碎石图和成分矩阵，最终选择4个因子。

按方差最大法做斜交旋转的主轴因子分解，删除小于0.4的题，总方差已经能够解释50.942%，最后得到14个题项，KMO值为0.724， Bartlett球形检验的χ2=493.596，df=91，达到0.000 的显著性水平。

在限定因素层面下，限定为4个因素，以主成分分析法（Principal Components Analysis）并配合斜交转轴进行探索性因素分析，4个因素的特征值分别为3.176、1.420、1.315、1.221，其解释变异量分别为22.684%、10.143%、9.395%、8.719%，累积解释变异量为50.942%。根据各因子内项目的含义，分别命名为：最后期限唤醒，分数高表示倾向于到了要求的最后日期才急于完成工作；主观时间混乱，分数高表示主观时间与客观时间不符，不能准确判断时间；恐惧成功，分数高表示对成功的回避与畏惧；恐惧失败，分数高表示对失败的回避与畏惧。

各因素题项与因子载荷见表1。

（三）信度分析

经过探索性因素分析之后剩下14题，4个维度，维度与总分的内部一致性系数在0.477～0.671之间，见表2。

（四）验证性因素分析

在验证性因素分析中，模型拟合度评估是检验模型是否可以被接受的重要指标。关于拟合指数的优良并没有一个黄金标准，不同的学者有不同的观点，就目前的认识水平，结合温忠麟、王济川等人的比较研究，本研究选取以下几个指标进行考察[4][5]，结果见表3。

拟合指数显示，正式问卷具有良好的结构效度，模型可被接受。

结论

回顾前人关于拖延的研究，多是集中在学业拖延，本文对于生活拖延的研究与讨论补充、丰富了拖延的研究领域。本文编制的大学生生活拖延问卷具有良好的信效度，可以作为对大学生生活拖延测量的工具。

参考文献：

[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， 蒋永强， 等. 拖延心理学[M].北京：人民大学出版社， 2009.

[4]王济川，王小倩，姜宝法. 结构方程模型[J].方法与应用. 2011（1）.

[5]温忠麟， 侯杰泰. 结构方程模型检验， 拟合指数与卡方准则[J].心理学报， 2004，（2）： 186-194.