Instruktion

In diesem Fragebogen geht es um Ihr Arbeitsverhalten. Inwieweit treffen folgende Aussagen auf Sie persönlich zu? Es gibt keine richtigen oder falschen Antworten. Bitte lesen Sie sich die Fragen sorgfältig durch und antworten Sie ehrlich.

Items

Tabelle 1

Items des FIPS

Antwortvorgaben

5-fache-Likert-Skala: 1 = trifft überhaupt nicht zu; 2 = trifft nicht zu; 3 = neutral; 4 = trifft zu; 5 = trifft voll und ganz zu

Auswertungshinweise

Die negativ formulierten Items müssen umgepolt werden. Im Anschluss wird für jede Subskala der Mittelwert der zugehörigen Items gebildet. Höhere Werte in der funktionalen Subskala deuten auf adaptive, effizienzorientierte Präkrastination hin. Hohe Werte in der angstgetriebenen und der zwanghaften Subskala weisen dagegen auf maladaptive Formen hin, die mit erhöhter Anspannung und Kontrollzwang assoziiert sind.

Anwendungsbereich

Der FIPS dient der Erfassung individueller Unterschiede im präkrastinatorischen Verhalten in Forschung und Praxis. Er kann in Studien zu Selbstregulation, Zeitmanagement, Motivation, Persönlichkeit, Leistungs- und Arbeitsverhalten sowie in der klinisch-psychologischen Forschung (z. B. im Kontext von Perfektionismus, Zwanghaftigkeit oder Angst) eingesetzt werden. Der FIPS richtet sich an Erwachsene und Studierende im deutschsprachigen Raum und wurde primär für den Online-Selbstausfüllmodus entwickelt. Ein Einsatz in Papierform ist ebenfalls möglich, sofern die Antwortskala unverändert bleibt. Der FIPS ist für die Verwendung in Forschungs- und Evaluationskontexten vorgesehen (z. B. Gruppenvergleiche, Korrelationsstudien, Interventionsforschung) sowie für Einzelfalldiagnostik.

In der psychologischen Forschung wurde das Aufschieben von Aufgaben („Prokrastination“) intensiv untersucht, da es als dysfunktionales Verhalten gilt, das häufig mit geringer Gewissenhaftigkeit, erhöhter Neurotizismus-Ausprägung und emotionaler Instabilität zusammenhängt. Weit weniger Beachtung fand bislang das gegenteilige Verhalten – die Tendenz, Aufgaben möglichst früh oder sofort zu erledigen, bekannt als „Präkrastination“.

Der Begriff wurde erstmals durch Rosenbaum et al. (2014) eingeführt, die in einem einfachen Laborexperiment zeigten, dass Menschen häufig bereit sind, mehr körperliche Anstrengung auf sich zu nehmen, nur um eine Teilaufgabe früher abschließen zu können. Diese Präferenz für frühes Handeln wurde als Versuch gedeutet, kognitive Belastung zu reduzieren, indem eine geplante Handlung schnell „abgehakt“ wird.

Lange Zeit galt Präkrastination als bloßes Gegenstück zur Prokrastination – also als positives, effizientes Verhalten. Neuere Befunde (u. a. Gehrig et al., 2023) legen jedoch nahe, dass Präkrastination kein einfaches Gegenteil, sondern ein eigenständiges, mehrdimensionales Konstrukt ist. Menschen können Aufgaben früh beginnen, weil sie planvoll und effizient arbeiten wollen (funktionale Präkrastination), aber auch aus Angst oder Zwang heraus – etwa aus Furcht, etwas zu vergessen, zu versagen oder die Kontrolle zu verlieren.

Diese Differenzierung folgt den theoretischen Annahmen und empirischen Befunden von Gehrig et al. (2023, 2025a), auf deren Grundlage die drei Subfacetten der Präkrastination konzeptionell hergeleitet wurden:

1. Funktionale Präkrastination – adaptiv, selbstreguliert und effizient; Ausdruck von Planung, Ordnung und Zielorientierung.
2. Angstgetriebene Präkrastination – frühzeitiges Handeln zur Vermeidung von Stress, Unsicherheit oder Überforderung; ein kurzfristiger Bewältigungsversuch, der emotionaler Anspannung dient.
3. Zwanghafte Präkrastination – ein rigides, innerlich getriebenes Bedürfnis, Aufgaben sofort zu beginnen oder abzuschließen, häufig verbunden mit Perfektionismus, Kontrollbedürfnis und kognitiver Inflexibilität.

Um die theoretische Abgrenzung der drei Subfacetten deutlicher zu machen, bietet Tabelle 2 eine systematische Gegenüberstellung zentraler Merkmale. Sie zeigt die unterschiedlichen motivationalen Hintergründe, psychologischen Mechanismen und Verhaltensaspekte, auf denen die konzeptionelle Differenzierung des FIPS basiert.

Während funktionale Präkrastination tendenziell positiv mit Gewissenhaftigkeit korreliert, zeigen die angst- und zwangsbasierten Formen eher maladaptive Züge und sind positiv mit Neurotizismus verbunden. Dadurch ähnelt Präkrastination in diesen Fällen nicht mehr einer gesunden Selbstregulation, sondern einem angst- oder zwangsgesteuerten Bewältigungsstil.

Da bisher kein geeignetes Instrument zur Erfassung dieser unterschiedlichen Ausprägungen existierte, war Ziel der Studie die Entwicklung der Facets of (Mal)adaptive Precrastination Scale (FIPS). Diese soll die drei genannten Dimensionen reliabel und valide messen und damit Forschung über Präkrastination außerhalb von Laborparadigmen ermöglichen.

Die theoretische Grundlage der FIPS verbindet also Befunde aus der Selbstregulationsforschung, Persönlichkeitspsychologie (v. a. Big Five) und Ansätze zu Angst- und Zwangsverhalten. Präkrastination wird als mehrdimensionales Kontinuum zwischen funktionaler Selbstorganisation und maladaptiver Überkontrolle verstanden – ein Konzept, das das Verständnis von Aufgabenmanagement deutlich erweitert.

Weiterführende theoretische und empirische Grundlagen finden sich im zugehörigen Fachartikel (Gehrig & Herzberg, 2025a).

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die Items des FIPS wurden 2023 von Christopher Gehrig und Philipp Yorck Herzberg entwickelt. Grundlage war die theoretische Differenzierung von Präkrastination in funktionale, angstgetriebene und zwanghafte Formen. Für die Subskala funktionale Präkrastination wurden die Items eng an der konzeptuellen Definition des Konstrukts ausgerichtet und auf Basis der experimentellen Arbeiten zu Präkrastination (z. B. Rosenbaum et al., 2014, 2019; Fournier et al., 2018a, 2018b) sowie einer vorausgehenden explorativen Studie (Gehrig et al., 2023) entwickelt. Die Items der Subskalen Präkrastination aus Angst und Präkrastination aus Zwang wurden ergänzend so formuliert, dass sie typische Angst- bzw. Zwangsaspekte (z. B. Befürchtung, Aufgaben nicht zu schaffen; erlebter innerer Handlungsdruck) sprachlich abbilden.

Für jede Subskala wurde ein breiter Itempool erstellt. Die Items der drei Subskalen wurden theoriegeleitet auf Grundlage der vorhandenen Literatur zu Präkrastination (Rosenbaum et al., 2014, 2019; Fournier et al., 2018a/b) und der Vorarbeit von Gehrig et al. (2023) entwickelt; ein separates Expertenrating oder Pretest wurde nicht durchgeführt:

·         Funktionale Präkrastination: zunächst 20 Items, angelehnt an definitorische Merkmale planvollen, effizienzorientierten Handelns.

·         Angstgetriebene Präkrastination: 30 Items, die auf Spannungsreduktion und Sorgenfokus abzielten.

·       Zwanghafte Präkrastination: 30 Items, mit charakteristischen Formulierungen wie „Ich muss“ oder „Ich halte es nicht aus, wenn ich etwas nicht sofort erledige“, um die Dringlichkeit des Handelns abzubilden.

Zur Sicherstellung der Inhaltsvalidität wurden existierende Prokrastinationsinstrumente (APSI-D, PFS-7) konsultiert, jedoch keine direkten Gegenitems gebildet. Der Itempool umfasste zunächst 74 Items, die online über SoSci Survey erhoben wurden.

Die Itemselektion erfolgte auf Basis explorativer Faktorenanalysen (EFA, Hauptachsenanalyse mit Promax-Rotation, κ = 4) und unter Anwendung etablierter Kriterien (Hair, 2010): Nur Items mit einer primären Ladung > 0.50 und einer Differenz von mindestens 0.40 zur zweithöchsten Ladung wurden beibehalten (die endgültige Ladungsmatrix ist in Tabelle 3 abgebildet). Zusätzlich wurden Normalverteilung (Schiefe, Kurtosis) und Trennschärfen geprüft.

Nach schrittweiser Elimination unzureichender Items (schlechteste Item ausgeschlossen, erneute Parallelanalyse, wieder schlechtestes Item ausgeschlossen etc.) verblieben 37 Items, verteilt auf drei Subskalen (13 / 10 / 14).

Im Zuge der Itemselektion zeigte sich außerdem, dass einige Items trotz ihrer ursprünglichen theoretischen Zuordnung in einer anderen Subskala verblieben. Konkret wurden zwei Items, die ursprünglich für die Subskala der angstgetriebenen Präkrastination entwickelt worden waren, aufgrund ihrer neutralen Formulierung und ihres Bezugs zu planvollem, effizienzorientiertem Handeln der funktionalen Präkrastination zugeordnet. Ebenso wurden zwei Items, die zunächst für die zwanghafte Präkrastination konzipiert worden waren, inhaltlich jedoch deutlicher typische Merkmale von Belastungserleben und innerer Unruhe widerspiegelten, stimmig der Subskala der angstgetriebenen Präkrastination zugeordnet. Diese Umgruppierungen sind theoretisch nachvollziehbar und wurden zudem durch die klaren Faktorladungsmuster in der EFA gestützt (vgl. Tabelle 3).

Die dreifaktorielle Struktur wurde anschließend in einer unabhängigen Stichprobe mittels konfirmatorischer Faktorenanalyse (CFA) überprüft. Das Modell zeigte eine sehr gute Passung zu den Daten (CFI = .95, TLI = .94, RMSEA = .04, SRMR = .07) und bestätigte damit die in der EFA identifizierte Struktur. Alle Items luden substantiv und eindeutig auf ihren jeweiligen Zielfaktor, und die Faktorinterkorrelationen entsprachen den theoretisch erwarteten Zusammenhängen. Die CFA stützt somit sowohl die dreidimensionale Struktur des FIPS als auch die finale Zuordnung der Items zu den drei Subskalen.

Die finale deutsche Version und eine englische Übersetzung sind im OSF-Repository verfügbar (https://doi.org/10.17605/OSF.IO/X2E9M). Weiterführende Informationen zur Itemkonstruktion und Itemselektion befinden sich im zugehörigen Fachartikel: Gehrig, C., & Herzberg, P. Y. (2025a). The early bird catches the worm, but falls exhausted from the branch at dusk: Developing the FIPS – Facets of (Mal)adaptive Precrastination Scale. Current Psychology. Advance online publication. https://doi.org/10.1007/s12144-025-08454-y

Tabelle 3

Ladungsmatrix auf die Faktoren

Stichproben

Für die Entwicklung und Validierung des FIPS wurden zwei voneinander unabhängige Stichproben erhoben. Die erste Stichprobe diente der Skalenkonstruktion (EFA, Itemselektion, erste Validierungsanalysen), die zweite Stichprobe der konfirmatorischen Überprüfung der Struktur (CFA).

• Stichprobe 1: N = 214 (54,2 % weiblich, 45,8 % männlich), Durchschnittsalter = 28,4 Jahre (SD = 10,8; Range = 19–65).
• Stichprobe 2: N = 354 (53,4 % weiblich, 46,6 % männlich), Durchschnittsalter = 28,8 Jahre (SD = 12,7; Range = 18–79).

Beide Stichproben umfassten überwiegend junge bis mittelalte Erwachsene die hauptsächlich in Deutschland lebten. Die Datenerhebung erfolgte online über die Plattform SoSci Survey (Leiner, 2019). Die Rekrutierung erfolgte über universitäre Mailinglisten, soziale Medien und Onlineforen. Teilnahmevoraussetzung war ein Mindestalter von 18 Jahren sowie ausreichende Deutschkenntnisse; weitere Ausschlusskriterien wurden nicht festgelegt. Die Teilnahme war freiwillig und anonym, eine elektronische Einverständniserklärung wurde vorab eingeholt. Es wurden keine personenbezogenen Daten erhoben, die eine Identifikation ermöglichten; die Erhebung entsprach den geltenden ethischen Standards und Anforderungen an Datenschutz und Pseudonymisierung. Die Datenerhebungen fanden Anfang 2023 (Stichprobe 1) und Ende Juni 2023 (Stichprobe 2) statt. Beide Stichproben wurden für Forschungszwecke im Rahmen der Skalenentwicklung erhoben. In beiden Stichproben lagen keine fehlenden Werte vor, da alle Items als Pflichtangaben implementiert waren. Ein gesonderter Umgang mit Missing Data war daher nicht erforderlich.

Itemanalysen

Die Analysen wurden mit SPSS (Version 25; IBM Corp., 2017) und R (R Core Team, 2018) unter Verwendung des Pakets lavaan (Rosseel, 2012) durchgeführt. Zur Ermittlung der Dimensionalität wurde zunächst eine explorative Faktorenanalyse (EFA) an Stichprobe 1 durchgeführt. Die EFA basierte auf der Hauptachsenanalyse mit Promax-Rotation (κ = 4). Der Kaiser-Meyer-Olkin-Wert (KMO = .93) zeigte eine hervorragende Stichprobenadäquanz. Eine Parallelanalyse (Horn, 1965) ergab eine mögliche Vier-Faktoren-Lösung, die vierte Dimension erwies sich jedoch als inhaltlich schwach und unreliabel. Daher wurde – gestützt auf theoretische Überlegungen – eine dreifaktorielle Lösung (funktional, angstgetrieben, zwanghaft) beibehalten. Items wurden nach den Kriterien von Hair (2010) ausgewählt: primäre Ladung > .50, Differenz zur zweithöchsten Ladung ≥ .40, akzeptable Schiefe/Kurtosis. Nach schrittweiser Eliminierung unzureichender Items verblieben 37 Items, die klar den drei intendierten Subskalen zugeordnet waren. Zur Überprüfung der Strukturvalidität wurde eine konfirmatorische Faktorenanalyse (CFA) mit Stichprobe 2 durchgeführt. In Anlehnung an unser theoretisches Modell, das drei eng zusammenhängende, aber unterscheidbare Facetten von Präkrastination annimmt, wurde ein korreliertes Drei-Faktoren-Modell spezifiziert. Ein zusätzliches Generalfaktormodell (z. B. hierarchisches oder Bifaktormodell) wurde nicht geschätzt, da wir keinen eigenständigen Generalfaktor auf Itemebene erwarteten, sondern drei distinkte, aber korrelierte  Dimensionen. Die Modellgüte erwies sich als gut bis sehr gut (Schermelleh-Engel et al., 2003): χ²(596) = 1138.29, p < .001); CFI = .95, TLI = .94, RMSEA = .04, SRMR = .07. Diese Werte erfüllten die zuvor festgelegten Gütekriterien. Die Faktorladungen reichten in der EFA von .54 bis .91. Die interne Konsistenz lag zwischen α = .87 und .96 (Subskalen). Insgesamt bestätigten EFA und CFA die erwartete dreidimensionale Struktur des FIPS mit klarer Trennung, aber moderater Interkorrelation der Subskalen. Weiterführende Informationen und Tabellen befinden sich im zugehörigen Fachartikel (Gehrig & Herzberg, 2025a).

Itemkennwerte

Zur Beurteilung der itembezogenen Eigenschaften wurden für alle 37 manifesten Items des FIPS die Mittelwerte, Standardabweichungen, Schiefe, Kurtosis (Wölbung) sowie die Trennschärfen (korrigierte Item–Gesamtwert-Korrelationen innerhalb der jeweiligen Subskala) berechnet. Tabelle 5 zeigt die entsprechenden Kennwerte.

Die Itemmittelwerte lagen auf der fünfstufigen Antwortskala (1 = trifft überhaupt nicht zu bis 5 = trifft voll und ganz zu) zwischen 2.21 und 4.01 (M = 2.87, SD = 0.44). Damit wird der verfügbare Antwortbereich angemessen genutzt; ausgeprägte Boden- oder Deckeneffekte traten nicht auf. Die Standardabweichungen bewegten sich zwischen 0.95 und 1.32 (M = 1.12) und deuten auf eine ausreichende Streuung der Antworten und somit auf eine gute Differenzierungsfähigkeit der Items hin.

Hinsichtlich der Verteilungsform zeigten die meisten Items nur geringe Abweichungen von der Normalverteilung. Die Schiefe lag zwischen −1.07 und 0.59 (M = 0.07), die Kurtosis zwischen −1.21 und 0.91 (M = −0.76). Damit liegen Schiefe und Wölbung für alle Items in einem Bereich, der für Likert-skalierte Persönlichkeitsitems als unproblematisch angesehen werden kann.

Die Trennschärfen der Items (korrigierte Item–Gesamtwert-Korrelationen mit der jeweiligen Subskala) lagen zwischen r_it = .46 und r_it  = .85 (M = .73) und damit durchweg im akzeptablen bis sehr guten Bereich (r_it > .30). Dies spricht dafür, dass alle Items konsistent zu ihrer jeweiligen Subskala beitragen und die intendierten Facetten funktionaler, angstgetriebener und zwanghafter Präkrastination zuverlässig abbilden.

Objektivität

Der FIPS weist aufgrund seines standardisierten Formats eine hohe Objektivität in Durchführung, Auswertung und Interpretation auf.

Durchführungsobjektivität: Die Instruktion und Antwortoptionen sind vollständig standardisiert und identisch für alle Teilnehmenden. Die Online-Erhebung gewährleistet eine einheitliche Testumgebung ohne Einfluss der Versuchsleitung.

Auswertungsobjektivität: Die Auswertung erfolgt automatisiert durch Mittelwertbildung der festgelegten Items pro Subskala. Eine individuelle Beurteilung durch die auswertende Person ist nicht erforderlich.

Interpretationsobjektivität: Da höhere Werte eindeutig eine stärkere Ausprägung der jeweiligen Präkrastinationsfacette anzeigen, ist die Interpretation klar definiert. Eine qualitative Bewertung (z. B. „hoch“ vs. „niedrig“) bleibt dem Forschungszweck vorbehalten, da keine Normwerte vorliegen.

Insgesamt kann für den FIPS von einer hohen Gesamtobjektivität ausgegangen werden.

Reliabilität

Die interne Konsistenz der Subskalen wurde über Cronbachs α bestimmt. In der Entwicklungsstichprobe (Stichprobe 1; N = 214), auf deren Basis die Items iterativ ausgewählt und optimiert wurden, ergaben sich sehr hohe Werte: Funktionale Präkrastination: α = .96, Präkrastination aus Angst: α = .95 und Präkrastination aus Zwang: α = .92. In der unabhängigen Bestätigungsstichprobe (Stichprobe 2; N = 354) fielen die Reliabilitätswerte erwartungsgemäß etwas niedriger aus, blieben aber im guten bis exzellenten Bereich (Funktionale Präkrastination: α = .87, Präkrastination aus Angst: α = .89, Präkrastination aus Zwang: α = .96). Der deutlichste Rückgang zeigt sich bei der funktionalen Präkrastination (von α = .96 auf α = .87). Dies ist insofern plausibel, als die Subskala in Stichprobe 1 datenbasiert konstruiert und damit sehr stark an diese Stichprobe angepasst wurde, was zu einer eher optimistischen Schätzung von α führt. Cronbachs α ist zudem stichprobenabhängig und reagiert sensibel auf kleinere Unterschiede in Varianz und Interkorrelationen der Items; in einer unabhängigen Stichprobe ergibt sich daher häufig eine etwas konservativere Schätzung. Mit α = .87 weist die Subskala jedoch auch in Stichprobe 2 weiterhin eine hohe interne Konsistenz auf. Insgesamt belegen die Ergebnisse eine gute bis exzellente Reliabilität der drei Subskalen über beide Stichproben.

Validität

Die faktorielle Validität des FIPS wurde durch eine konfirmatorische Faktorenanalyse (CFA) in der zweiten Stichprobe überprüft. Dabei wurde ein korreliertes Drei-Faktoren-Modell spezifiziert. Ein Generalfaktor wurde nicht angenommen. Die Modellgüte erwies sich als gut bis sehr gut (χ²(596) = 1138.29, p < .001), CFI = .95, TLI = .94, RMSEA = .04, SRMR = .07), womit die theoretisch erwartete Struktur empirisch bestätigt wurde.

Zur Prüfung der Konstruktvalidität wurden die drei Subskalen mit den Big-Five-Persönlichkeitsdimensionen korreliert. Wie in Tabelle 5 ersichtlich, hing funktionale Präkrastination deutlich positiv mit Gewissenhaftigkeit zusammen (r = .63, p < .001), war aber praktisch unabhängig von Neurotizismus sowie weitgehend unkorreliert mit Extraversion, Verträglichkeit und Offenheit. Angstgetriebene Präkrastination zeigte dagegen ein klar maladaptives Muster mit einer positiven Korrelation zu Neurotizismus (r = .60, p < .001) und einer negativen Korrelation zu Extraversion (r = −.33, p < .001). Zwanghafte Präkrastination war moderat positiv mit Gewissenhaftigkeit (r = .27, p < .001) und Neurotizismus (r = .27, p < .001) assoziiert.:

Tabelle 5

Korrelationen mit den Big Five

Diese Befunde stützen die theoretische Annahme einer differenzierten, mehrdimensionalen Struktur von Präkrastination mit sowohl adaptiven als auch maladaptiven Aspekten.

Insgesamt sprechen die Ergebnisse für eine gute faktorielle und konvergente Validität des FIPS. Darüber hinaus liegen inzwischen erste Befunde zur Kriteriumsvalidität vor: In einer unabhängigen Stichprobe (N = 200) zeigte angstgetriebene Präkrastination eine hohe positive Korrelation mit chronischem Stress (TICS; r = .65) sowie mit Neurotizismus, während zwanghafte Präkrastination signifikant mit einem sorgfältig-zwanghaften Persönlichkeitsstil (PSSI; r = .38) assoziiert war. In multiplen Regressionsanalysen sagten die beiden belastungsbezogenen Subskalen zusätzlich Varianz in chronischem Stress und zwanghaften Persönlichkeitstendenzen über die Big-Five-Dimensionen hinaus vorher (ΔR² = .13 bzw. .04; Gehrig & Herzberg, 2025b).

Deskriptive Statistiken der Skalenwerte

Zur Einordnung der Skalenverteilungen wurden für jede der drei Subskalen Mittelwert, Standardabweichung, Schiefe und Kurtosis berechnet. Die Verteilungen zeigen insgesamt eine angemessene Nutzung des Antwortbereichs und keine ausgeprägten Abweichungen von der Normalverteilung.
Die funktionale Präkrastination weist tendenziell leicht negativ ausgeprägte Schiefe auf, während die beiden maladaptiven Facetten (angstgetrieben und zwanghaft) weitgehend symmetrische Verteilungen zeigen. Die negativen Kurtosiswerte entsprechen flacheren Verteilungen und sind bei Persönlichkeitsmerkmalen üblich.

Die Kennwerte zeigen insgesamt gut interpretierbare Skalenverteilungen ohne Hinweise auf Boden- oder Deckeneffekte. Damit eignen sich die Subskalen gut für Gruppenvergleiche, Korrelationsanalysen und die Nutzung als kontinuierliche Variablen in Regressionsmodellen.

Empfohlene Zitierweise

Bei Verwendung der Skala wird empfohlen, das Originalpaper zu zitieren:

Gehrig, C., & Herzberg, P. Y. (2025). The early bird catches the worm, but falls exhausted from the branch at dusk: Developing the FIPS – Facets of (Mal)adaptive Precrastination Scale. Current Psychology. 44, 18831 – 18840. https://doi.org/10.1007/s12144-025-08454-y