Die GPS-K (Klingsieck & Fries, 2012) erfasst Prokrastination, das Aufschieben von zu erledigenden Tätigkeiten wider besseren Wissens (Steel, 2007). Im Gegensatz zum strategischen Aufschieben (z. B. im Sinne des Setzens von Prioritäten), handelt es sich bei Prokrastination um einen dysfunktionalen Aufschub, der nicht selten negative Konsequenzen nach sich zieht. Die persönlichen Normen für die Charakterisierung eines Aufschubs als Prokrastination sind individuell verschieden und damit auch das Ausmaß des subjektiven Unbehagens, das mit dem Aufschub einhergeht (van Eerde, 2000). Alle Perspektiven, aus denen das Phänomen untersucht wird, verstehen Prokrastination im Kern als ein Problem der Selbstregulation (vgl., Klingsieck, 2013). Dieses manifestiert sich zum Beispiel in Problemen bei der Prioritätensetzung, mangelnder oder unrealistischer Planung sowie Schwierigkeiten bei der Abgrenzung gegen alternative Handlungsimpulse.

Die GPS-K basiert auf einer in der Prokrastinationsforschung häufig eingesetzten Skala, der General Procrastination Scale (GPS: Lay, 1986). Prokrastination ist in diesem Fall definiert als „the tendency to postpone that which is necessary to reach some goal“ (Lay, 1986, S. 475). Vielfach wird zwischen allgemeiner Prokrastination und akademischer Prokrastination unterschieden. Letztere bezeichnet das unnötige Aufschieben von zu erledigenden Tätigkeiten im Studium (z. B. Lernen für Prüfungen, Schreiben von Hausarbeiten). So liegt auch die GPS in zwei Versionen vor. Während mit der GPS non-student version (GPS-NSV) die allgemeine Prokrastination erfasst werden soll, dient die GPS student version (GPS-SV) der Erfassung der akademischen Prokrastination. Jede Version umfasst 20 Items, wobei 15 Items in den beiden Versionen identisch sind. Die 5 weiteren der 20 Items der GPS-SV beziehen sich dabei auf Aufgaben (z. B. „Ich erledige Aufgaben immer kurz vor dem Abgabetermin“), während sich die 5 weiteren Items der 20 Items der GPS-NSV auf spezifische Erledigungen im Alltag beziehen. (z. B. „Die Einkäufe für Weihnachts- und Geburtstagsgeschenke erledige ich immer erst in der letzten Minute“). Die GPS-SV kann auch von Nicht-Studierenden sowie die GPS-NSV von Studierenden beantwortet werden.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Bei der GPS-K (Klingsieck & Fries, 2012) handelt es sich um eine auf neun Items gekürzte deutsche Übersetzung der GPS. Zunächst wurden die 20 Items der GPS-SV mittels Hin- und Rückübersetzung (Lay, 1986) ins Deutsche übersetzt.

Um die sprachliche Äquivalenz sowohl auf Skalen- als auch auf Itemebene zu überprüfen, wurde eine Studie im bilingual retest Verfahren (vgl. Rammstedt, 1997) durchgeführt (Klingsieck & Fries, 2012). Den Probanden der Stichprobe 1 (s. Abschnitt „Stichproben“) wurden sowohl die 20 englischen Originalitems sowie die ins Deutsche übersetzten Items in einem Abstand von 14 Tagen vorgelegt.

Die Ergebnisse der Studie zeigten, dass die deutsche Übersetzung der GPS-SV sowohl auf Skalen- als auch auf Itemebene eine zufriedenstellende sprachliche Äquivalenz zu der englischen Originalskala aufweist. Im Einzelnen zeigten die Ergebnisse auf Skalenebene die gute interne Konsistenz. So lag Cronbachs α für die deutsche Übersetzung bei .93 zum ersten Messzeitpunkt und bei .92 zum zweiten Messzeitpunkt (t₂). Für die englische Originalskala lag Cronbachs α bei .88 (t₂:.84). Die Korrelation zwischen der englischen Originalskala und der deutschen Übersetzung betrug r = .90.

Die Ergebnisse auf Itemebene zeigten ferner, dass sich für keines der Items die Mittelwerte zwischen den beiden Sprachversionen signifikant voneinander unterschieden. So lagen die Schwierigkeiten der deutschen Items zwischen 1.87 (SD = 0.58) und 2.47 (SD = 0.74). Die Schwierigkeiten der englischen Items lagen zwischen 1.87 (SD = 0.62) und 2.45 (SD = 0.92). Zwölf von 20 Items wiesen keine signifikante Varianzheterogenität auf. Die Rangkorrelation der Mittelwerte der Items lag bei r =.75 (p < .01). Die Korrelationen der deutschen mit den jeweiligen englischen Items lagen zwischen .36 und .83 und waren alle auf dem 5 %-Niveau signifikant. Die mittlere konvergente Korrelation betrug .59 (SD = 0.13).

Im Rahmen einer zweiten Studie wurden die Items für die Kurzversion anhand der Daten von Stichprobe 2 (s. Abschnitt „Stichproben“) ausgewählt (Klingsieck & Fries, 2012). Ziel war es, eine eindimensionale Skala zu generieren. Der Fit einer konfirmatorischen Faktorenanalyse zur Überprüfung der Eindimensionalität der Langversion der Skala (Chi² = 1877.20, df = 170, Chi²/df = 11.04; CFI = .78; RMSEA = .09 [90%CI = .086-.093]) war nicht zufriedenstellend (Bentler & Bonett, 1980; Browne & Cudeck, 1993). Daher wurden insgesamt drei Hauptkomponentenanalysen durchgeführt, im Zuge derer diejenigen Items für die jeweils nächsten Schritte entfernt wurden, die eine Faktorladung unter .60 (Bortz & Döring, 2006) aufwiesen. Die durch diesen Prozess selektierten neun Items luden in einer abschließenden Hauptkomponentenanalyse alle auf einen Faktor (zwischen .67 und .75), der insgesamt 51.80% der Gesamtvarianz aufklärte.

Stichproben

Stichprobe 1 – Stichprobe für die sprachliche Äquivalenz der deutschen Übersetzung

Stichprobe 1 wurde zur Überprüfung der sprachlichen Äquivalenz der englischen und deutschen Version der GPS-SV in Studie 1 herangezogen. Die 38 Probanden sprechen sowohl Englisch als auch Deutsch als Muttersprache. Im Durchschnitt waren die 30 Frauen und 8 Männer 28 Jahre alt (SD = 4.34).  Achtundzwanzig waren berufstätig, 10 Studierende.

Stichprobe 2 – Stichprobe für die Itemselektion

Stichprobe 2 wurde zur Selektion der Items für die Kurzskala GPS-K aus der Langversion GPS-SV herangezogen. Dafür standen 1253 Studierenden (45.9% weiblich; Durchschnittsalter: 26.7 [SD = 6.71]; durchschnittliche Anzahl an Semester: 6.34 [SD = 4.12]) zur Verfügung.

Stichprobe 3 – Stichprobe für die Überprüfung der psychometrischen Eigenschaften der Kurzskala

Anhand von Stichprobe 3 wurden die Validität der Kurzskala überprüft sowie die Itemkennwerte und Gütekriterien dieser Skala bestimmt (Klingsieck & Fries, 2012). Es standen 218 Teilnehmer*innen einer Vorlesung für Studierende der Erziehungswissenschaften zur Verfügung, von denen 158 weiblich und 60 männlich waren. Im Durchschnitt waren sie 23.54 Jahre alt (SD = 3.48) und studierten im 5. Semester (M = 4.87, SD = 3.05). Für 87.6% war Deutsch die Muttersprache (Russisch: 3.5%; Türkisch: 3.2%; sonstige: 5.5%). Die Probanden beantworteten den Fragebogen zu Beginn und zum Ende des Semesters.

Itemanalysen

Die angenommene Eindimensionalität der Skala konnte anhand Stichprobe 3 durch den zufriedenstellenden Fit einer konfirmatorischen Faktorenanalyse mit Chi² = 65.60, df = 27, Chi²/df = 2.43; CFI = .95; RMSEA = .07 (90%CI = .05-.10) belegt werden.

Abbildung 1: Messmodell für die GPS-K mit standardisierten Pfadkoeffizienten.

Itemkennwerte

Tabelle 2

Mittelwert, Standardabweichung und Trennschärfen der manifesten Items

Anmerkung. Skala von 1 (sehr untypisch) bis 4 (sehr typisch), SP = Stichprobe: N₂=1253, N₃=218. Die Trennschärfe der Items wurde als korrigierte Item-Skala-Korrelation, d.h. als Korrelation mit dem Skalenwert ohne das betreffende Item, berechnet.

Außer im Falle von Item 7 (in der Stichprobe 3) liegt die Trennschärfe der Items deutlich über dem von Lienert und Raatz (1998) empfohlenen Schwellenwert von r_tt = .30. Aus inhaltlichen Gründen wurde das Item jedoch beibehalten, zumal dessen Trennschärfe in der zweiten Stichprobe deutlich über dem empfohlenen Schwellenwert lag.

Objektivität

Die GPS-K weist eine hohe Durchführungs- (durch das standardisierte Vorgehen mit fixer Itemreihenfolge) sowie Auswertungs- und Interpretationsobjektivität (klare Rekodierungsanweisungen und Mittelwertsbildungen) auf.

Reliabilität

Die interne Konsistenz der GPS-K beträgt in Stichprobe 2 α = .88 beziehungsweise in Stichprobe 3 α = .86 zum ersten und α = .87 zum zweiten Messzeitpunt. Im Falle von Stichprobe 3 wurde die Passung eines τ-kongenerischen Messmodells gezeigt. Als für diese Mesmodelle geeigneter Reliabilitätsschätzer wurde daher Raykovs ρ berechnet (Raykov, 1997: Berechnung unter zur Hilfenahme des im Internet verfügbaren Rechners; Colwell, 2016). Raykovs ρ liegt bei .87. Für 84 Probanden der Stichprobe 3 wurde die Test-Retest-Reliabilität als Maß der Stabilität ermittelt. Über einen Zeitraum von 10 Wochen lag diese bei r_tt = .83. Die Skala misst Prokrastination demnach mit zufriedenstellender interner Konsistenz, Messgenauigkeit und zeitlichen Stabilität.

Validität

Für die Ermittlung der konvergenten Validität wurde in Stichprobe 3 zum ersten Messzeitpunkt die deutsche Version des Aitken Procrastination Inventory (API; Aitken, 1982; Helmke & Schrader, 2009) und zum zweiten Messzeitpunkt der Prokrastinationsfragebogen für Studierende (PfS; Glöckner-Rist et al., 2009) eingesetzt. Zudem wurde die konvergente Validität anhand von Skalen zu den folgenden Referenzkonstrukten überprüft: anhand der Persönlichkeitsmerkmale Gewissenshaftigkeit und Neurotizismus (Big Five Inventory; BFI-K; Rammstedt & John, 2005), der Handlungsorientierung bei der Handlungsplanung (HOP aus OP HAKEMP 90; Kuhl, 1994), der Organisiertheit (Subskala Zeitmanagement und Subskala Planen des Fragebogens Lernstrategien im Studium; LIST; Wild & Schiefele, 1994) sowie der Selbstwirksamkeit (an das Studium adaptierte Version der allgemeinen Selbstwirksamkeitsskala; Schwarzer & Jerusalem, 1995). Für die Ermittlung der diskriminanten Validität wurden die Skalen zur Erfassung der Persönlichkeitsmerkmale Extraversion, Offenheit für Erfahrung, und Verträglichkeit (Big Five Inventory; BFI-K; Rammstedt & John, 2005) herangezogen. Die prädiktive Kriteriumsvalidität wurde mittels eines Verhaltensmaß gezeigt: Dazu luden die Studierenden nach den insgesamt 14 Veranstaltung der Vorlesung kurze Zusammenfassungen der jeweiligen Inhalte des Vorlesungstermins auf eine Lernplattform hoch. Dazu hatten sie eine Woche nach der jeweiligen Veranstaltung Zeit. Insgesamt mussten mindestens 12 Zusammenfassungen abgegeben werden. Als Maß für die Validität wurde die Zeit zwischen Ende der Veranstaltung und dem Zeitpunkt der Abgabe der Aufgabe herangezogen.

Die nach Cohen (1992) hohen Korrelationen zwischen der GPS-K und den anderen Prokrastinationsskalen (API: r = .75, p < .001; PfS: r = .84, p < .001) geben Hinweise auf die konvergente Validität der GPS-K. Ferner entsprechen die Korrelationen zwischen der GPS-K und der BFI-Subskala Gewissenhaftigkeit (r = -.69, p < .001), der Skala HOP (r = -.67, p < .001), der Skala LIST-Zeitmanagement (r = -.48, p < .001), der Skala LIST-Planen (r = -.34, p < .001) und der Selbstwirksamkeitsskala (r = -.26, p < .001) in Richtung und Höhe den in anderen Studien gefundenen Zusammenhängen zwischen Prokrastination und diesen Konstrukten, wobei die nicht signifikante Korrelation (r = .07, p = .318) zwischen der Subskala Neurotizismus und der GPS-K nicht der geringen positiven Korrelation aus einigen anderen Studien entspricht. Hinweise für die diskriminante Validität der GPS-K liefern die nicht signifikanten bzw. niedrigen Korrelationen für die BFI-Subskala Extraversion (r = .01, p = .967), die BFI-Subskala Offenheit für Erfahrungen (r = .02, p = .778) und Verträglichkeit (r = -.20, p < .001). Ferner korrelierte die GPS-K mit r = .43 (p = .000; n = 54) mit den Tagen bis zur Abgabe der veranstaltungsbezogenen Aufgabe.

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Tabelle 3

Mittelwert, Standardabweichung, Schiefe und Exzess der Skala in Stichprobe 2 und 3

Nebengütekriterien

Mit einer Ausfülldauer von maximal 3 Minuten sowie der kurzen Auswertungsdauer ist die GPS-K ein ökonomisches Instrument.

Weiterführende Literatur

Klein, E. M., Beutel, M. E., Müller, K. W., Wölfling, K., Brähler, E., & Zenger, M. (2017, December 15). Assessing Procrastination: Dimensionality and Measurement Invariance of the General Procrastination Scale – Screening (GPS-S) in a Representative Sample. European Journal of Psychological Assessment. Advance online publication. http://dx.doi.org/10.1027/1015-5759/a000441

Klingsieck, K. B., & Fries, S. (2012). Allgemeine Prokrastination: Entwicklung und Validierung einer deutschsprachigen Kurzskala der General Procrastination Scale (Lay, 1986). Diagnostica, 58, 182-193.