Prokrastination bezeichnet das Aufschieben von Tätigkeiten, die erledigt werden müssten. Sie entspricht einem komplexen, häufig situationsübergreifenden Verhaltensmuster, mit dem spezifische Gefühle (z.B. depressive Verstimmungen, Angst), Gedanken (irrationale Gedanken wie z.B. "Ach, das geht ja ganz schnell, das mache ich heute Abend noch eben.") und Verhaltensweisen (z.B. Unpünktlichkeit) verbunden sein können. Häufig sind unangenehme Aufgaben und Verpflichtungen davon betroffen. Im akademischen Kontext werden beispielsweise das Lernen für Prüfungen, die Vorbereitung eines Referates, das Schreiben einer Hausarbeit oder die Anmeldung zu Seminaren aufgeschoben.

Aufschieben kann sowohl den verzögerten Beginn einer Aufgabe als auch eine verzögerte Beendigung (z.B. durch Unterbrechungen) betreffen. Tuckman (1991, S. 474) definiert Prokrastination als "tendency to put off or completely avoid an activity under one’s control". Schouwenburg (1995) gibt drei behaviorale Manifestationen an, aus denen auf Procrastination geschlossen werden kann: ein Mangel an Unverzüglichkeit (sowohl bzgl. der Intention als auch des Verhaltens), eine Diskrepanz zwischen Intention und Verhalten und eine Präferenz für konkurrierende Aktivitäten.

Schouwenburg (1992) beschränkt sich in seiner Definition auf die behaviorale Komponente der Prokrastination im Sinne von "etwas auf morgen verschieben, das heute getan werden müsste" und sieht dieses Aufschieben nicht notwendigerweise als Problem. Nach Solomon und Rothblum (1984) dagegen ist Prokrastination ein problematisches Verhaltensmuster: "the act of needlessly delaying tasks to the point of experiencing subjective discomfort" (S. 503). In Übereinstimmung mit diesen Autoren vertreten auch wir die Ansicht, dass häufige Prokrastination mit Problemen wie einem verminderten Wohlbefinden, depressiver Verstimmung und eingeschränkter Leistungsfähigkeit einhergehen kann.

Nach Aitken (1982; zitiert nach Ferrari, Johnson & McCown, 1995) soll die von ihr ursprünglich in englischer Sprache abgefasste Aitken Procrastination Scale (APS; bzw. Aitken Procrastination Inventory, API; Aitken, 1982) Aufschiebeverhalten als relativ situationsüberdauerndes stabiles Verhalten (Trait-Prokrastination) operationalisieren.

Nach Helmke und Schrader (2000) erfasst eine von ihnen für den deutschsprachigen Raum konstruierte Version der APS (APS-d) 1. Zentrale Prokrastination (das Hinauszögern von Tätigkeiten und die Neigung zu Anfangsschwierigkeiten), 2. Mangelnde Vorausschau und 3. Unpünktlichkeit (als Folge eines übermäßigen Aufschiebens).

Ein weiteres, ebenfalls im ZIS dokumentiertes Instrument (APSI-d) von Helmke und Schrader (2000), das ursprünglich für einen Einsatz im niederländischen Sprachraum von Schouwenburg (1994) entwickelt wurde, soll Prokrastination als aktuelles Aufschiebeverhalten (in der vergangenen Woche) operationalisieren. Dazu erfasst das APSI-d, anders als die APS-d, Verhaltensweisen und Gefühle nicht zeitlich uneingeschränkt, sondern nur auf die vergangene Woche bezogen. Wichtiger als dieser Unterschied ist jedoch, dass sich beide Instrumente in ihrer Konkretheit unterscheiden: Die APS-d erfasst Prokrastination eher allgemein und habituell, das APSI-d eher konkret und aktuell.

Itemkonstruktion und Itemselektion

Die deutsche Fassung des hier dokumentierten Instruments geht zurück auf das ursprünglich in englischer Sprache formulierte Aitken Procrastination Inventory (Aitken, 1982; zitiert nach Ferrari, Johnson & McCown, 1995). Es soll die Prokrastination als relativ situationsüberdauernde, stabile Persönlichkeitseigenschaft erfassen.

Die deutsche Fassung der Aitken Procrastination Scale (APS-d) stammt von Helmke und Schrader (2000). Das Inventar enthält 19 Items zur Beurteilung der allgemeinen Tendenz, bestimmte Tätigkeiten zügig in Angriff zu nehmen oder hinauszuzögern. Dabei beziehen sich nicht alle Aussagen explizit auf den akademischen Kontext, lassen sich aber darauf anwenden.

Helmke und Schrader (2000) identifizierten empirisch drei Faktoren, die zusammen 60.3% der Varianz der von ihnen mit der APS-d erhobenen Antworten aufklären. Sie interpretieren diese als 1. zentrale Prokrastinations-Erscheinungen (das Hinauszögern von Tätigkeiten und die Neigung zu Anfangsschwierigkeiten), 2. mangelnde Vorausschau und 3. Unpünktlichkeit (als Folge eines übermäßigen Aufschiebens).

Stichproben

Die deutsche Version der APS (APS-d; Helmke & Schrader, 2000) wurde als Online-Fragebogen in einer Internet-Erhebung an der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster im Wintersemester 2002/2003 erneut erprobt. An der Studie beteiligten sich 977 Studierende. Nicht in die Analyse einbezogen wurden die Daten von 32 Teilnehmern, die nicht an der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster studierten, von drei Teilnehmern, die am Anfang oder am Ende des Studiums waren und zum Zeitpunkt der Erhebung keiner Studientätigkeit nachgingen sowie von drei Teilnehmern, die unvollständige oder unverständliche Angaben über ihr Studienfach oder ihr derzeitiges Fachsemester gemacht hatten. Die Datensätze der übrigen 939 Befragten (2.1% aller Immatrikulierten der Universität Münster im Wintersemester 2002/2003) enthielten keine fehlenden Werte, da der Online-Fragebogen nur abgeschickt werden konnte, wenn er vollständig ausgefüllt worden war.

472 der Befragten waren männlich (50.3%; M = 23.31 Jahre, SD = 2.11) und 467 weiblich (49.7%; M = 22.73 Jahre, SD = 2.32). Das Alter der Teilnehmer variierte zwischen 19 und 47 Jahren, die Studiendauer zwischen dem 1. und 17. Semester (M_männlich = 5.26 Semester, SD_männlich = 2.34; M_weiblich = 5.36 Semester, SD_weiblich = 2.30). Es beteiligten sich Studierende aus 45 Studienfächern. Die meisten von ihnen studierten Betriebswirtschaftslehre (N = 181; 19.3%), Rechtswissenschaft (N = 126; 13.4%), Wirtschaftsinformatik (N = 83; 8.8%) und Medizin (N = 80; 8.5%). Weitere Angaben zur Stichprobe liegen in Tabelle 1 vor.

Tabelle 1

Demografische Angaben zur Stichprobe (N = 939)

Durchführung der Studie

Die Untersuchung war Teil eines Forschungsprojekts des Psychologischen Instituts I (Psychologische Diagnostik und Klinische Psychologie) der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster zum Aufschiebeverhalten von Studierenden.

Außer der hier dokumentierten APS-d und dem ebenfalls im ZIS dokumentierten APSI-d wurden weitere Itembatterien vorgegeben zur Erfassung von Depressivität, Versagens- und Bewertungsangst, Perfektionismus und Alltagsfehlern. Sie wurden für die Konstruktvalidierung von APSI-d und APS-d herangezogen.

Für die Studie wurden Studierende u.a. in Seminaren, Vorlesungen und Mensen auf eine Homepage aufmerksam gemacht, auf der alle in der Untersuchung verwendeten Itembatterien in Form eines Online-Fragebogens von Januar und März 2003 ausgefüllt werden konnten. Der Fragebogen war so programmiert, dass er nur vollständig ausgefüllt abgeschickt werden konnte. Als Anreiz für eine Teilnahme wurde eine Verlosung von Geld, Kino- und CD-Gutscheinen versprochen und durchgeführt. Außerdem wurde den Teilnehmern mitgeteilt, dass sie sich nach Abschluss der Studie über die Ergebnisse im Internet informieren konnten. Eine Anonymität wurde zugesichert.

Variablen und Auswertungsmethode

Da die Daten überwiegend rechtsschief verteilt sind, wurden für die Prüfung der Dimensionalität und der Validität Faktor- und Regressionsmodelle für nicht-kontinuierlich verteilte manifeste Indikatoren herangezogen. Sie wurden mit Mplus auf der Basis eines integrierten und verallgemeinerten Ansatzes zur Formulierung und Testung von Mess- und Strukturmodellen mit latenten Variablen durchgeführt.

Außer der Fragebogenuntersuchung (Opitz, 2004; Patzelt, 2004) wurde auch eine Interventionsstudie (Beißner, 2004; Samberg, 2004) durchgeführt, deren Daten zur Prüfung der Validität herangezogen werden.

Itemanalysen

Nach einer von Helmke und Schrader (2000) durchgeführten explorativen Faktorenanalyse erfasst die von ihnen für den deutschsprachigen Raum konstruierte Version der APS (APS-d) drei Dimensionen: 1. Zentrale Prokrastination als das Hinauszögern von Tätigkeiten und die Neigung zu Anfangsschwierigkeiten, 2. Mangelnde Vorausschau und 3. Unpünktlichkeit als Folge eines übermäßigen Aufschiebens.

Diese Struktur der Itemantworten ließ sich mit einer konfirmatorischen Faktorenanalyse (Abbildung 1) für kategoriale Daten (Mplus 3.1) in der hier untersuchten Stichprobe bestätigen. Dabei zeigen sich für drei Items (6, 10 und 11) signifikante Assoziationen mit jeweils zwei latenten Variablen.

Abbildung 1. Faktorenladungen, Reliabilitätskoeffizienten und unaufgeklärte Varianzanteile Prokrastination

Die Modellanpassung verbessert sich deutlich, wenn diese Items beiden Dimensionen zugeordnet werden. Eine weitere Erhöhung des Modell-Fit wird erreicht, wenn die drei Residuenkorrelationen (Abbildung 1) zwischen den Items 5, 7 und 9 zugelassen werden. Diese Items operationalisieren einen speziellen Aspekt der Prokrastination: das Aufschieben von Aufgaben, die unbedingt zu erledigen sind.

Ein von uns untersuchtes Modell, in das eine vierte Dimension mit diesen Items aufgenommen wurde, wies einen vergleichbar guten Modell-Fit auf wie das hier vorgestellte. Die erste und vierte Dimension interkorrelierten jedoch mit .84 hoch. Deshalb präferieren wir die auch von Helmke und Schrader berichtete dreidimensionale gegenüber einer vierdimensionalen Struktur. Der Modell-Fit erreicht akzeptable Werte (TLI = Tucker Lewis Index: 0.99, CFI = Comparative Fit Index: 0.97, RMSEA = Root Mean Square Error Of Approximation: 0.05, Chi-Square = 322.55, df = 94, p = .00). Die Faktorenladungen (Abbildung 1) variieren zwischen .27 und .87.

In Anlehnung an Helmke und Schrader werden die Dimensionen Zentrale Prokrastination, Mangelnde Vorausschau und Unpünktlichkeit genannt. Sie korrelieren zwischen .35 und .67 miteinander.

Da die extremen Antwortkategorien ("trifft gar nicht zu" und "trifft eher nicht zu" sowie "trifft überwiegend zu" und "trifft genau zu") bei den meisten Items nicht zufriedenstellend differenzierten, wurden sie für eine weitere konfirmatorische  Faktorenanalyse zusammengefasst. Durch diese Rekodierung verbesserte sich die Modellanpassung deutlich. Bei weiteren Erprobungen der Itembatterie sollte eine entsprechende Veränderung der Antwortstufen in Betracht gezogen werden.

Insgesamt zeigt sich in den faktorenanalytischen Untersuchungen, dass verschiedene Lösungen möglich sind. So deutet etwa eine explorative Analyse auf Modelle mit zwei oder vier Dimensionen hin. In folgenden Untersuchungen sollte die Dimensionalität daher erneut überprüft oder ein Ausschluss der Items der zweiten und dritten Dimension erwogen werden.

Itemkennwerte

Es werden deskriptive Statistiken und Alpha if item deleted in Tabelle 2 sowie Faktorenladungen in Abbildung 1 berichtet.

Tabelle 2

Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD), Schiefen (SCH), Kurtosis (K) und Cronbachs Alpha if item deleted (CA) der APS-d Items

Reliabilität

Nach Cronbachs Alpha ist die interne Konsistenz der ersten Subdimension mit .91 als gut zu bezeichnen. Die zweite und dritte Dimension erzielen hingegen relativ niedrige interne Konsistenzen von α = .55 und α = .70. Möglicherweise ist dies auch auf die jeweils geringe Itemanzahl mit zurückzuführen.

Validität

Zur Konstruktvalidierung werden die Summenwerte der weiteren in der Untersuchung eingesetzten Instrumente herangezogen und die Korrelationen in Tabelle 3 mit den Subdimensionen der APS-d berichtet.

Tabelle 3

Korrelationen der Subdimensionen der APS-d mit anderen Itembatterien

Anmerkung. APS-d_1 = zentrale Procrastination, APS-d_2 = mangelnde Vorausschau, APS-d_3 = Unpünktlichkeit, APSI-d_1 = State-Procrastination im engeren Sinne, APSI-d_2 = Angst und Unsicherheit, APSI-d_3 = Abneigung, PHQ-D = Depressivität, LHA = Versagensangst, SANB = Bewertungsangst, MPS_1 = selbst-bezogener Perfektionismus, MPS_2 = sozial vorgeschriebener Perfektionismus, CFQ = Alltagsfehler.

Die jeweils ersten Subdimensionen beider Prokrastinations-Instrumente korrelieren hoch miteinander (.70). Aktuelle und habituelle Prokrastination hängen demnach in den zentralen Merkmalen eng zusammen. Die anderen Subdimensionen der beiden Instrumente erfassen inhaltlich unterschiedliche Aspekte, was sich in schwachen bis mittleren Korrelationen zeigt.

Während die zentrale Subdimension mittlere Zusammenhänge zur Depressivität, Versagensangst und zu Alltagsfehlern aufweist, bestehen zwischen den Dimensionen Mangelnde Vorausschau und Unpünktlichkeit  keine bzw. schwache Korrelationen mit diesen Konstrukten. Perfektionismus hat als assoziiertes Konstrukt für keine der Dimensionen eine große Bedeutung.

Für die drei faktorenanalytisch identifizierten Subdimensionen der APS-d zeigen sich Mittelwertsunterschiede für a) das Geschlecht, b) das Semester und c) die Strukturiertheit von Studienfächern.

zu a)     Männliche Studierende erzielen höhere Werte (M_männlich = 1.92, SD_männlich = .69) auf der Dimension Mangelnde Vorausschau als weibliche (M = 1.72, SD = .73; p = .00; d = .28). Für die beiden anderen Subdimensionen ergeben sich keine statistisch bedeutsamen Unterschiede.

zu b)     Studierende in der Studiumsmitte (4. bis 6. Semester) zeigen signifikant weniger zentrale Prokrastination als Studierende am Ende ihres Studiums (7. bis 17. Semester; M_Mitte = 1.79, SD_Mitte    =.70; M_Ende = 2.05, SD_Ende = .79; p = .00; d = .35). Auch Studierende in den ersten Semestern (1.    bis 3. Semester) berichten signifikant weniger Zentrale Prokrastination (M_Anfang    =1.89, SD_Anfang =    .72) als solche am Studiumsende (p = .04; d = .20). Auch auf der zweiten Subdimension Mangelnde Vorausschau erzielen Studierende in der letzten Studienphase höhere Werte (M_Ende = 1.93, SD_Ende = .72) als Studierende in der Mitte (M_Mitte = 1.77, SD_Mitte = .71; p = .02; d = .22) und am Anfang ihres Studiums (M_Anfang = 1.77, SD_Anfang    =.72; p = .036; d = .21). Für die dritte Dimension Unpünktlichkeit ergibt sich ein statistisch bedeutsamer Unterschied zwischen Studienanfängern (M_Anfang = 1.10, SD_Anfang = .97) und Studierenden in der Studienmitte (M_Mitte = 0.90, SD_Mitte = .88; p = .02; d = .22).

zu c)     Erwartet wurde, dass Studierende eines eher unstrukturierten Fachs weniger Prokrastination berichten als solche eines eher strukturierten Fachs. Um diese Annahme zu prüfen, entwickelten die Autorinnen Kriterien, um Studienfächer entsprechend zu klassifizieren. Es zeigt sich, dass Studierende in unstrukturierten Fächern (z.B. Politikwissenschaften oder Kulturwissenschaften) auf der Dimension Zentrale Prokrastination signifikant höhere Werte aufweisen als Studierende in strukturierten Fächern (z.B. Medizin oder Psychologie; M_unstruk = 2.09, SD_unstruk = .73; M_struk = 1.68, SD_struk = .74; p = .00; d = .56). Für die zweite und dritte Dimension ergeben sich keine statistisch bedeutsamen Unterschiede.

Weitere Hinweise zur Validierung liefert eine Studie (Beißner, 2004; Samberg, 2004), in der Gruppentrainings durchgeführt wurden, um Aufschiebeverhalten von Studenten zu reduzieren. Eingesetzt wurden zwei Trainingsmodule, um a) pünktliches Beginnen und b) die realistische Planung von Arbeitseinheiten zu fördern. In die Gruppe einbezogen wurden 32 weibliche (57%) und 24 männliche (43%) Personen. 54 von ihnen studierten an der Westfälischen Wilhelms-Universität, zwei befanden sich in einer schulischen Ausbildung. Das durchschnittliche Alter betrug 24.5 Jahre (SD = 3.65; Wertebereich von 20 bis 36), die durchschnittliche Fachsemesterzahl lag bei 5.9 (SD = 3; Wertebereich von 1 bis 13).

Die Teilnehmer wurden rekrutiert durch Ansprechen in Mensen und Lehrveranstaltungen sowie über Anzeigen in der Presse, Aushänge und die Zentrale Studienberatung.

Es zeigt sich, dass der nach dem Training erhobene Mittelwert der Gesamtskala signifikant unter dem vor dem Training liegt (M_vor = 2.6, SD_vor = 0.38; M_nach = 2.1, SD_nach = 0.59; t = 5.88, p = .00). Er lag vor dem Training signifikant über dem Mittelwert der hier berücksichtigen 939 Studenten (M = 1.8, SD = 0.64; t = -8.82, p = .00). Nach dem Training hat er sich diesem also angenähert (t = -3.29, p = .00).

Deskriptive Statistiken (Normierung)

Die Mittelwerte, Schiefen und Exzesse für die Einzelitems werden in Tabelle 2 berichtet. Danach sind die Itemantworten überwiegend rechtsschief verteilt. Der Mittelwert einer Gruppe von Studenten (N = 57), die sich für eine Interventionsstudie selbst als prokrastinierend selektiert haben, liegt eine Standardabweichung über dem für die hier analysierte Stichprobe.