Разница дпс и ппс: Чем отличается ППС от ДПС?

Почему выбирают DPS / PPS?

DPS / PPS предлагает множество решений для обработки платежей, которые включают в себя различные шлюзы, специализированное оборудование, интегрированные технологии, современные портативные решения, внутреннюю службу поддержки клиентов для специализированных магазинов шаговой доступности, оплату без промедления для независимых АЗС, Марины и розничная торговля.

Низкая стоимость

БЕСПЛАТНАЯ программа обработки кредитных карт Запросите сегодня.

Круглосуточная поддержка, 7 дней в неделю, 365 дней в году.

Служба поддержки клиентов, находящаяся в местном владении и управляемая в США.

Гибкие возможности

Платежные решения для любого типа бизнеса от Store Front, Internet / eCommerce, Pay at the Pump

У вас есть возможность выбирать!

Pay At the Pump

Для наших клиентов в нефтяном секторе. Платите специалистам по обработке насосов и отмеченным наградами поставщикам технологий с помощью нового инновационного приложения «My Fuel Sight» для управления сайтом на сайте First Data Clover Marketplace.У нас более 25 лет опыта работы в сфере Petro, включая мазут для дома, пропан, топливные баллончики, необслуживаемые станции, Marina’s. Внутренняя служба поддержки клиентов, не имеющая себе равных.

Розничная торговля / электронная торговля

Специализированный помощник по оплате, ориентированный на клиента, независимо от ваших потребностей, у нас есть решение. Мы можем обслуживать вас как в магазине, так и в Интернете, с помощью нашей службы поддержки в США. С нетерпением ждем сотрудничества с вами.

Торговая точка АЗС

Надежная точка продажи для АЗС других производителей. Мы предоставляем Clover POS розничным торговцам газом с низкими затратами и современными платежными системами как для Продавца, так и для Клиента.

Облачная точка продаж

С более чем миллионом проданных единиц Clover является отличным решением для точек продаж для вашего малого бизнеса. Будь то розничная торговля, ресторан или даже топливо, Clover избавит вас от хлопот в повседневной работе.

Шлюз для розничной торговли / МОТО / электронной коммерции

Какими бы ни были ваши потребности в обработке платежей, мы подберем для вашей торговой точки и интернет-магазина нужный вам продукт.Наша компания работает со многими шлюзами, сетями и поставщиками, чтобы создать наиболее экономичную среду обработки платежей для вашего бизнеса.

Подарочные карты

Повысьте лояльность клиентов с помощью персонализированной программы подарочных карт. Полностью настраиваемые карты открывают вам практически неограниченные возможности.

First Data

First Data обрабатывает платежи более 40 лет. С помощью решений для точек продаж, лояльности, подарочных карт, электронной коммерции и мобильных решений First Data может интегрировать все аспекты вашего малого бизнеса.

Управляемые сетевые службы

Управляемые сетевые службы безопасности Acumera защищают ваши точки продаж, платежный шлюз и всю вашу сеть. Панель управления AcuVigil позволяет вам контролировать один или несколько сайтов с одной панели. Просматривайте показания резервуаров, просматривайте каждое зарегистрированное устройство в определенном магазине. Мониторинг сети 24x7x365, чтобы вы знали, что ваш сайт находится под наблюдением и контролем. Услуги Acumera позволяют внедрять EMV и улучшать соответствие требованиям PCI.

ACH at the Pump

Fiserv’s ConnectPay — это программа ACH для оплаты на насосе, использующая решение на основе карты. Клиенты регистрируются онлайн, привязывая свой банковский счет к карте, а затем они могут платить на ваших помпах, где станции традиционно предлагают откат на помпу в качестве стимула. Эта программа экономит деньги станции, снижает расход наличных и, что более важно, повышает лояльность к бренду.

Клиенты, которые доверяют нам свои решения для обработки платежей

© 2021 DPS Corporate является зарегистрированным ISO банка Wells Fargo Bank, N.А., Конкорд, Калифорния. Для American Express требуется отдельное разрешение

Понимание отношения P / E к прибыли на акцию и доходности

Коэффициент P / E по сравнению с прибылью на акцию и доходностью: обзор

Соотношение цена / прибыль (P / E), также известное как «мультипликатор прибыли», является одним из самых популярных методов оценки, используемых инвесторами и аналитиками. Основное определение коэффициента P / E — это цена акции, деленная на прибыль на акцию (EPS). Построение отношения делает расчет P / E особенно полезным для целей оценки, но его сложно использовать интуитивно при оценке потенциальной доходности, особенно по разным инструментам.Вот где появляется доходность.

Ключевые выводы

• Основное определение коэффициента P / E — это цена акции, деленная на прибыль на акцию (EPS).
• EPS — это итоговый показатель прибыльности компании, который в основном определяется как чистая прибыль, деленная на количество акций в обращении.
• Доходность прибыли определяется как отношение прибыли на акцию к цене акций (E / P).

Соотношение цена / прибыль

Коэффициент P / E для конкретной акции, хотя и полезен сам по себе, имеет большую полезность по сравнению с другими параметрами, такими как:

• Сектор P / E: Сравнение P / E акций с показателями других компаний аналогичного размера в этом секторе, а также со средним P / E сектора, позволит инвестору определить, торгуются ли акции на уровне оценка с премией или дисконтом по сравнению с аналогами.
• Относительный P / E: Сравнение P / E акции с ее диапазоном P / E в течение определенного периода времени дает представление о восприятии инвестора. Акция может сейчас торговаться с гораздо более низким P / E, чем в прошлом, потому что инвесторы считают, что ее рост достиг пика.
• P / E относительно роста прибыли (Коэффициент PEG): Коэффициент PEG сравнивает P / E с будущим или прошлым ростом прибыли. Акция с коэффициентом P / E, равным 10, и ростом прибыли на 10 процентов имеет коэффициент PEG, равный 1, в то время как акции с коэффициентом P / E, равным 10, и ростом прибыли на 20 процентов, имеют коэффициент PEG, равный 0.5. Согласно коэффициенту PEG, вторая акция недооценена по сравнению с первой акцией.

Аналогичным образом, P / E бывает двух основных форм:

• Скользящий P / E: Это соотношение цена / прибыль на основе прибыли на акцию за последние четыре квартала или 12 месяцев.
• Форвардный P / E: Это соотношение цена / прибыль основано на будущей расчетной прибыли на акцию, такой как текущий финансовый или календарный год или следующий год.

Превосходство P / E как показателя оценки вряд ли в ближайшее время будет сведено на нет из-за доходности, которая не так широко используется.

Хотя основным преимуществом доходности является то, что она позволяет интуитивно сравнивать потенциальную прибыль, она имеет следующие недостатки:

• Большая степень неопределенности: Доходность, обозначенная доходностью, имеет гораздо большую степень неопределенности, чем доходность инструмента с фиксированной доходностью.
• Больше волатильности: Поскольку чистая прибыль и прибыль на акцию могут значительно колебаться от года к году, доходность, как правило, будет более изменчивой, чем доходность с фиксированной доходностью.
• Только ориентировочная доходность: Доходность только показывает приблизительную доходность, основанную на прибыли на акцию; фактическая доходность может существенно отличаться от доходности, особенно для акций, по которым не выплачиваются дивиденды или небольшие дивиденды.

В качестве примера предположим, что фиктивная компания Widget Co. торгуется по 10 долларов и в течение года будет зарабатывать 1 доллар в виде прибыли на акцию. Если компания выплатит всю сумму в качестве дивидендов, компания будет иметь указанную дивидендную доходность в размере 10%. Что делать, если компания не выплачивает дивиденды? В этом случае одна из возможностей потенциального возврата к Widget Co.инвесторы связаны с увеличением балансовой стоимости компании за счет нераспределенной прибыли (т. е. она получала прибыль, но не выплачивала ее в качестве дивидендов).

Для простоты предположим, что компания Widget Co. торгуется точно по балансовой стоимости. Если его балансовая стоимость на акцию увеличится с 10 до 11 долларов (из-за увеличения нераспределенной прибыли на 1 доллар), акция будет торговаться по 11 долларов с 10% -ным доходом для инвестора. Но что, если на рынке будет избыток виджетов и компания Widget Co. начнет торговать с большим дисконтом к балансовой стоимости? В этом случае вместо 10% прибыли инвестор может понести убытки от Widget Co.холдинги.

EPS

EPS — это конечный показатель прибыльности компании, который в основном определяется как чистая прибыль, деленная на количество акций в обращении. Базовая прибыль на акцию использует количество акций в обращении в знаменателе, тогда как полностью разводненная прибыль на акцию (FDEPS) использует количество полностью разводненных акций в знаменателе.

Прибыль

Доходность прибыли определяется как отношение прибыли на акцию к цене акций (E / P). Другими словами, это величина, обратная отношению P / E.Таким образом, доходность = прибыль на акцию / цена = 1 / (коэффициент P / E), выраженная в процентах.

Если Акция A торгуется по цене 10 долларов США, а ее прибыль на акцию за последний год (или последующие 12 месяцев, сокращенно «ttm») составляла 50 центов, то ее коэффициент P / E равен 20 (т. Е. 10 долларов / 50 центов), а ее доходность. 5% (50 центов / 10 долларов).

Если акция B торгуется по цене 20 долларов, а ее прибыль на акцию (ttm) составляла 2 доллара, то ее коэффициент P / E равен 10 (т. Е. 20 долларов за 2 доллара), а доходность — 10% (2 доллара за 20 долларов).

Если предположить, что A и B — аналогичные компании, работающие в одном секторе, с почти идентичной структурой капитала, какая из них, по вашему мнению, представляет лучшую ценность?

Очевидный ответ — Б.С точки зрения оценки у него гораздо более низкий коэффициент P / E. С точки зрения доходности доходность B составляет 10%, что означает, что каждый доллар, вложенный в акции, принесет прибыль на акцию в размере 10 центов. Акция A имеет доходность только 5%, что означает, что каждый вложенный в нее доллар принесет прибыль на акцию в размере 5 центов.

Доходность прибыли упрощает сравнение потенциальной доходности, например, между акциями и облигациями. Допустим, инвестор со здоровым аппетитом к риску пытается выбрать между акцией B и мусорной облигацией с доходностью 6%.Сравнение P / E акций B, равного 10, и доходности бросовых облигаций в размере 6% сродни сравнению яблок и апельсинов.

Но использование 10% доходности Акции B позволяет инвестору сравнить доходность и решить, оправдывает ли разница в доходности в 4 процентных пункта риск инвестирования в акции, а не в облигации. Обратите внимание, что даже если акция B имеет дивидендную доходность только 4% (подробнее об этом позже), инвестора больше беспокоит общая потенциальная доходность, чем фактическая доходность.

Сравнение P / E, EPS и доходности

Особые соображения

Одна проблема, которая часто возникает с акциями, по которым выплачиваются дивиденды, — это их коэффициент выплаты, который переводится в соотношение выплачиваемых дивидендов в процентах от прибыли на акцию.Коэффициент выплат является важным показателем устойчивости дивидендов. Если компания постоянно выплачивает больше дивидендов, чем получает чистую прибыль, в какой-то момент дивиденды могут оказаться под угрозой. В то время как в менее строгом определении коэффициента выплаты дивиденды выплачиваются как процент от денежного потока на акцию, мы определяем коэффициент выплаты дивидендов в этом разделе как: дивиденд на акцию (DPS) / EPS.

Дивидендная доходность — еще одна мера, обычно используемая для оценки потенциальной доходности акций.Акция с дивидендной доходностью 4% и возможным повышением курса на 6% имеет потенциальную общую доходность 10%.

Дивидендная доходность = дивиденды на акцию (DPS) / цена

Поскольку коэффициент выплаты дивидендов = DPS / EPS, деление числителя и знаменателя на цену дает:

Коэффициент выплаты дивидендов = (DPS / P) / (EPS / P) = Дивидендная доходность / доходность

Давайте воспользуемся Procter & Gamble Co, чтобы проиллюстрировать эту концепцию. 29 мая 2018 года цена закрытия P&G составила 74,05 доллара.Акции имели коэффициент P / E 19,92 на основе скользящей 12-месячной прибыли на акцию и дивидендную доходность (ttm) 3,94%.

Соответственно, коэффициент выплаты дивидендов P&G был = 3,94 / (1 / 19,92) * = 3,94 / 5,02 = 78,8%.

* Помните, что доходность = 1 / (коэффициент P / E).

Коэффициент выплат также можно рассчитать, просто разделив DPS (2,87 доллара) на прибыль на акцию (3,66 доллара) за прошлый год. Однако в действительности для этого расчета необходимо знать фактические значения дивидендов и прибыли на акцию, которые, как правило, менее известны инвесторам, чем дивидендная доходность и коэффициент P / E конкретной акции.

Таким образом, если акция с дивидендной доходностью 5% торгуется с коэффициентом P / E 15 (что означает, что ее доходность составляет 6,67%), ее коэффициент выплаты составляет примерно 75%.

Насколько устойчивые дивиденды Procter & Gamble соотносятся с устойчивостью поставщика телекоммуникационных услуг CenturyLink Inc, у которого в мае 2018 года была самая высокая дивидендная доходность среди всех участников S&P 500 — более 11%? При цене закрытия 18,22 доллара дивидендная доходность составляла 11,68%, а коэффициент P / E составлял 8,25 (при доходности 12.12%). При дивидендной доходности чуть ниже доходности коэффициент выплаты дивидендов составил 96%.

Другими словами, выплата дивидендов CenturyLink может быть неустойчивой, поскольку за последний год она была почти равна ее прибыли на акцию. Имея это в виду, инвестору, ищущему акции с высокой степенью устойчивости по дивидендам, может быть лучше выбрать Procter & Gamble.

Добро пожаловать | Лицензия на ношение пистолета

Услуга «Лицензия на ношение огнестрельного оружия» позволяет вам подать заявку, продлить или проверить статус лицензии на огнестрельное оружие или сертификата инструктора в Интернете в Департаменте общественной безопасности Техаса.Перед тем как начать, пожалуйста, прочтите Техасские законы о лицензировании огнестрельного оружия и избранные законодательные акты (загрузите Adobe Reader). Для получения подробных требований к приемлемости см. Texas GC §411.172.

• Действующие водительские права или удостоверение личности,
• Текущая демографическая информация, адрес, контакты и данные о занятости,
• Информация о месте проживания и занятости за последние пять лет (только для новых пользователей),
• Информация о любых психиатрических, наркотических, алкогольных, или криминальное прошлое,
• Действительный адрес электронной почты и
• Действительная кредитная карта (Visa, Mastercard, Discover или American Express)
  ВСЕ СБОРЫ НЕ ВОЗВРАЩАЮТСЯ

Эта онлайн-услуга предоставляется Техасом.gov, официальный сайт Техаса. Цена этой услуги включает средства, которые поддерживают текущие операции и усовершенствования Texas.gov, которые предоставляются третьей стороной в партнерстве с государством.

Новых пользователей

• Новая лицензия на ношение пистолета (LTC)
• Новая сертификация инструктора (для тех, кто хочет вести учебные курсы LTC)

Примечание. После того, как вы подали заявку, внимательно просмотрите контрольный список на наличие дополнительной документации, которая может потребоваться для заполнения вашего заявления.

Применить

Вернувшиеся пользователи

• Продлить лицензию или получить сертификат инструктора
• Изменить адрес
• Сообщить об утере / краже лицензии
• Проверить статус текущего приложения

Примечание. Введите свой номер телефона или адрес электронной почты, связанный с вашим приложением, лицензией LTC или сертификатом инструктора.

границ | Повторение иррациональной задержки: изучение пяти шкал прокрастинации в глобальной выборке

Введение

Измерение самооценки промедления в тестах и ​​анкетах фокусируется на различных областях, в которых проявляется ненужная задержка.В соответствии с теорией фазы достижения цели (Steel and Weinhardt, 2017), помимо самого достижения цели, мотивацию можно разбить на этап принятия решения, этап планирования и этап достижения цели или этап реализации, при этом люди могут откладывать на потом все или каждую из них. их. Хотя эти аспекты прокрастинации тесно связаны, они все же могут различаться и часто измеряются разными инструментами. Таким образом, Шкала принятия решений (DPS, пять пунктов, связанных с прокрастинацией; Mann, 1982, неопубликовано; Mann et al., 1997) фокусируется на задержке в планировании и принятии решений, тогда как общие шкалы прокрастинации, такие как Общая шкала прокрастинации (GPS; Lay, 1986), обращаются к практической или поведенческой задержке. Шкала инвентаризации прокрастинации для взрослых МакКоуна и Джонсона (AIP; McCown et al., 1989) дополняет эту картину, включая итоговые элементы, относящиеся к своевременности, соблюдению сроков и своевременности.

Чтобы определить основные атрибуты прокрастинации, Стил (2010) предложил два новых инструмента.Во-первых, это шкала иррациональной прокрастинации (IPS), которая состоит из девяти пунктов, посвященных реализуемым атрибутам прокрастинации с акцентом на «иррациональную» задержку, «иррациональную» относящуюся к добровольной отсрочке, несмотря на то, что она считалась невыгодной. Во-вторых, это шкала чистой прокрастинации (PPS, 12 пунктов), которая основана на элементах из существующих и несколько различных шкал прокрастинации (например, DPS, GPS и AIP), выбранных после факторного анализа ответов более чем 4000 респондентов.Исследовательский и подтверждающий факторный анализ показал трехфакторное решение для пунктов, содержащихся в инструментах, с первым фактором, касающимся привычной или проблемной задержки. Этот фактор содержал 14 пунктов, из которых 12 с наибольшей нагрузкой были выбраны для PPS. В этой выборке были представлены все три установленные шкалы. По сути, PPS представляет собой сочетание установленных шкал, измеряющих несколько разные аспекты прокрастинации, но все же загружающих фактор, который учитывает задержку реализации.Поэтому неудивительно, что PPS и IPS сильно коррелируют, r = 0,87 (Steel, 2010).

Несмотря на сходство между IPS и PPS, изучение элементов, выбранных для PPS, указывает на более широкое понимание «задержки» по сравнению с IPS. В таблице 1 представлены элементы обеих шкал. В то время как элементы IPS преимущественно сосредоточены на реализации задержки, PPS также включает элементы, связанные с задержкой принятия решения и своевременностью. Таким образом, неявно PPS предполагает, что задержка принятия решения и поведения, а также задержка в быстроте и своевременности тесно связаны.Это не было подтверждено ни в оригинальной статье (Steel, 2010), ни в гипотезе о том, что PPS фактически измеряет одномерный конструкт, связанный с проблемной и привычной задержкой.

ТАБЛИЦА 1. Шкала иррациональной прокрастинации (IPS) и шкала чистой прокрастинации (PPS).

Последующие исследования PPS дали несколько расходящиеся результаты относительно факторной структуры этой шкалы. Например, оценка переведенного PPS для франкоговорящих людей (Rebetez et al., 2014) указали, что PPS следует сократить до 11 вместо 12 пунктов, оставшиеся пункты представляют собой двухфакторное решение с пунктами 1–8 и пунктами 9–11, нагружающими различные конструкции, «добровольную задержку» и «наблюдаемую задержку». ” В шведском исследовании (Rozental et al., 2014) было получено другое двухфакторное решение для PPS, один из которых связан с задержкой принятия решения, несоблюдением сроков и пропуском встреч (пункты 1–3 и 9–12), тогда как другой был связан с опозданием, отставанием и потерей времени (вопросы 4–8).Ни одно из этих предложений не касалось того факта, что PPS состоит из пунктов из трех установленных шкал прокрастинации, каждый набор пунктов затрагивает несколько разные аспекты проблемной задержки (например, принятие решения и выполнение). Следовательно, Svartdal et al. (2016) в европейском исследовании с участием 2893 студентов и сотрудников из шести стран изучили гипотезу о том, что PPS может измерять несколько аспектов. Подтверждающий факторный анализ показал плохую пригодность обсуждаемых двухфакторных решений, а также однофакторного решения, предложенного Steel (2010), но хорошо подходит для трехфакторного решения, касающегося задержки принятия решения (пункты 1–3 PPS) , имплементационная задержка (пункты 4–8) и опоздание / своевременность (пункты 9–12).Средняя часть PPS (пункты 4–8) продемонстрировала значительную межнациональную и подгрупповую стабильность, тогда как последняя часть (пункты 9–12), по-видимому, различалась как между странами, так и между студентами и сотрудниками. Это может указывать на то, что средняя часть PPS касается основных свойств проблемной прокрастинации, тогда как последняя часть более тесно связана с прокрастинацией в культурном и ситуативном контексте.

Что касается IPS, эта шкала пытается измерить единственную конструкцию, «иррациональную задержку» (Steel, 2010).Впоследствии исследования подтвердили это (например, Svartdal et al., 2016), хотя три перевернутых пункта шкалы (пункты 2, 6 и 9), кажется, измеряют конструкт несколько менее оптимально по сравнению с другими и даже предлагались для нагрузки на другой фактор (Розенталь и др., 2014).

Остальные шкалы прокрастинации, обсуждаемые в этой статье, DPS, AIP и GPS, широко используются, но на удивление мало исследований оценивают их психометрические свойства. Например, Лэй (1986) предложил GPS в качестве шкалы, измеряющей одномерную конструкцию прокрастинации, но несколько исследований изучали эту шкалу психометрически с использованием подтверждающего факторного анализа (CFA).Одно исследование (Argiropoulou and Ferrari, 2015) с использованием греческой выборки предложило, в отличие от первоначального стремления к одномерности, двухфакторное решение (то есть отсрочки и доменов прокрастинации ). Немецкое исследование, тестировавшее студенческую версию GPS, не смогло подтвердить однофакторную структуру и вместо этого предложило сокращенную версию — GPS-K, состоящую из пунктов 1, 2, 7, 12, 14, 15, 18, 19, и 20 (Klingsieck and Fries, 2012). Эти пункты (кроме пунктов 2 и 14) идентичны в общей версии GPS.Что касается AIP, эта шкала изначально предполагала единственную скрытую конструкцию — прокрастинацию. Очень немногие исследования изучали AIP с использованием CFA, за исключением Мариани и Феррари (2012), сообщающих о поддержке однофакторной латентной модели в итальянской выборке. Наконец, DPS (подмножество 31/22 вопросов в вопроснике Флиндерса / Мельбурна для принятия решений; Mann et al., 1997) измеряет откладывание принятия решений. Mann et al. (1997) обнаружили, что подшкала прокрастинации продемонстрировала хорошее соответствие пересмотренной модели принятия решений в Мельбурне.Мало что известно о факторной структуре этой подшкалы как таковой , но Мариани и Феррари (2012) сообщили о поддержке решения одномерного фактора в итальянской выборке.

При сравнении различных шкал следует помнить, что в то время как DPS предназначен для измерения задержки принятия решения, AIP и GPS представляют собой общие шкалы прокрастинации, измеряющие одномерную латентную конструкцию, прокрастинацию, во многом так же, как это предусмотрено в PPS и IPS. Однако, как видно из Таблицы 2, различные шкалы содержат элементы прокрастинации как по решению, так и по реализации, а также элементы, связанные с опозданием / своевременностью, несколько спорадически.Оценивая элементы шкалы по номинальной стоимости, и GPS, и IPS сосредоточены на реализации задержки, тогда как большинство элементов AIP обращаются к своевременности и задержкам. Таким образом, PPS, состоящий из элементов DPS, GPS и AIP, представляет собой гибридную шкалу с широким фокусом, которой не соответствует ни одна из других шкал. Также обратите внимание, что и AIP (20 пунктов), и GPS (15 пунктов) являются относительно всеобъемлющими инструментами. Поскольку шкалы прокрастинации часто применяются со шкалами, измеряющими другие конструкции, более короткие инструменты с сопоставимыми или даже лучшими психометрическими качествами по сравнению с полными шкалами способствуют общему сокращению длины опроса и должны использоваться, если это возможно (Stanton et al., 2002; Рогельберг и Стэнтон, 2007).

ТАБЛИЦА 2. Шкалы прокрастинации и их различные фокусы принятия решений, реализации или своевременности / опозданий.

Настоящее исследование

В данной статье исследуются PPS и IPS, а также полные инструменты DPS, AIP и GPS в глобальном наборе данных с 4 169 участниками. Используя подтверждающий факторный анализ (CFI) и теорию ответов заданий (IRT), мы сравниваем разные шкалы, исследуем их факторные структуры и предлагаем упрощенные шкалы для измерения прокрастинации.Мы также оцениваем инвариантность измерений в зависимости от пола и возраста, внутреннюю надежность, а также корреляцию между инструментами.

Первой целью настоящего исследования было изучить возможность того, что PPS рассматривает три довольно разных аспекта прокрастинации (Svartdal et al., 2016), и что средние пять пунктов PPS соответствуют IPS при измерении «иррациональной» задержки. . Поскольку GPS, похоже, также измеряет эту конструкцию, были исследованы как полная, так и сокращенная версии GPS.Лэй (1986) предположил, что GPS измеряет одномерный конструкт, но, как уже упоминалось, последующие исследования не подтвердили это предположение и вместо этого предложили различные факторные структуры (Argiropoulou and Ferrari, 2015) или сокращенную версию (Klingsieck and Fries, 2012). Мы исследуем эти возможности, последняя представляет особый интерес, поскольку пять дополнительных элементов PPS (4–8) на самом деле являются элементами GPS. Таким образом, проверяется возможность сокращения количества элементов GPS до пяти.Наконец, также были исследованы DPS и AIP. Напомним из Таблицы 2, что DPS фокусируется на откладывании принятия решений, тогда как AIP содержит несколько пунктов, которые сосредоточены на своевременности и опоздании. Поскольку PPS включает элементы из обеих этих шкал, мы спрашиваем, как эти элементы PPS работают по сравнению с полными шкалами. Фактически, мы рассматриваем возможность того, что DPS и AIP могут быть сокращены до меньшего количества элементов, что, вероятно, соответствует элементам PPS, и, как следствие, PPS может заменить шкалы DPS, AIP и GPS.

Материалы и методы

Образец

Выборка составила 4169 респондентов (57,4% женщин), заполнивших онлайн-опрос. Средний возраст составил 37,4 года, наиболее часто встречающаяся возрастная группа — 20–30 лет (1200 респондентов). Большинство участников находились в Соединенных Штатах (68,1%), 5,9% в Канаде, 4,4% в Великобритании, 2,4% в Австралии, 1,6% в Италии, а остальные были распределены между большим количеством стран мира, от 1 до 40 человек. респонденты / страна. Респонденты были набраны для участия в исследовании сожаления при посещении веб-сайтов, посвященных прокрастинации.

Материалы и процедуры

Все респонденты ответили на анкету, состоящую из стандартных демографических вопросов, за которыми следуют пункты из полных шкал DPS, GPS, AIP и IPS. DPS (Mann, 1982, неопубликовано; Mann et al., 1997) содержит пять пунктов, в которых основное внимание уделяется задержкам в планировании и принятии решений, например: «Я трачу много времени на тривиальные вопросы, прежде чем перейти к окончательным решениям», хотя есть один пункт, связанный с реализацией: «Даже после того, как я принимаю решение, я откладываю его выполнение» (DPS 2).Внутренняя надежность DPS относительно высока, α = 0,70–0,83 (Mariani and Ferrari, 2012). GPS (Lay, 1986) включает в себя 20 пунктов, в которых основное внимание уделяется задержке выполнения, например: «Даже работа, которая требует немного другого, кроме как сесть и выполнить ее, я считаю, что она редко выполняется в течение нескольких дней» (GPS 7). Существуют две версии GPS: общая версия и версия, специально адаптированная для студентов. Здесь использовалась общая версия. Он имеет хорошую внутреннюю согласованность, α = 0,86 (Lay, 1986). AIP (McCown et al., 1989) содержит набор пунктов, касающихся задержки принятия решения и реализации, а также опозданий (см. Таблицу 2). Проверочная надежность этой шкалы относительно высока, r = 0,71, как и внутренняя согласованность, α = 0,86 (Ferrari et al., 2005). IPS (Steel, 2010) представляет собой шкалу из девяти пунктов, ориентированную на задержку реализации, например, «Я откладываю задачи сверх разумного» (IPS 7). IPS демонстрирует хорошую внутреннюю надежность, α = 0,91 (Steel, 2010). Следует отметить, что PPS не был включен как отдельная шкала, так как эта шкала состоит из 12 пунктов из DPS, GPS и AIP.Steel (2010) сообщила о внутренней согласованности PPS при α = 0,92. В целях дискриминантной достоверности респонденты ответили на шкалу удовлетворенности жизнью из пяти пунктов (SWLS; Diener et al., 1985). На все вопросы были даны ответы по общей шкале от 1 до 5, 1 = «Очень редко или неверно обо мне», 5 = «Очень часто верно или верно для меня». Всего ответили на 159 вопросов. Сначала респонденты ответили на демографические вопросы, затем на шкалы откладывания настоящего исследования и, наконец, на SWLS. Предметы были представлены в фиксированном порядке, по одной шкале за раз.

Заявление об этике

Участие было добровольным, анонимным и конфиденциальным. Участники прочитали форму согласия, описывающую характер и цель исследования, а затем предоставили письменное информированное согласие, прежде чем ответить. Оплата не производилась. Проект, частью которого было это исследование, получил одобрение по этике от Совета по этике исследований объединенных факультетов (CFREB) Университета Калгари.

Статистический анализ

Баллы по пунктам сначала проверялись на асимметрию и эксцесс.Затем была оценена многомерная нормальность для всех шкал, в частности многомерный эксцесс, который важен для оценки параметров в CFA (Byrne, 2008). Согласно тестам на асимметрию и эксцесс по Мардиа, отклонения от нормы были очевидны в каждой шкале. Следовательно, мы сообщаем о масштабированной статистике хи-квадрат Саторры – Бентлера, которая устойчива к многомерным ненормальностям (Satorra and Bentler, 2001). Конфигурационное соответствие предложенным моделям оценивалось в CFA в соответствии со среднеквадратичной ошибкой аппроксимации (RMSEA), сравнительным индексом соответствия Бентлера (CFI) и стандартизированным среднеквадратичным остатком (SRMR) (Byrne, 2001).Для приемлемого качества соответствия приняты стандартные критерии RMSEA <0,08, значения CFI в диапазоне 0,90–1,00 и SRMR <0,08 (Brown, 2015; Kline, 2016). После создания приемлемых конфигурационных базовых моделей для PPS и IPS, эти модели были протестированы на инвариантность измерений по полу и возрастным группам с использованием стандартных процедур для проверки конфигурационной, метрической и скалярной инвариантности (Byrne, 2001; Gregorich, 2006; Brown, 2015). Шкалы, отражающие одну скрытую конструкцию, также анализировались IRT с использованием модели градуированного ответа (GRM), уделяя особое внимание параметру a (различение) и параметру сложности (e.г., Fraley et al., 2000). CFA и IRT были выполнены с использованием модулей SEM и IRT в STATA 14.2.

Результаты и обсуждение

Факторная структура PPS

Как уже говорилось, для PPS были предложены четыре различных факторных модели. Они показаны в таблице 3 вместе с индексами соответствия CFA для настоящих данных. Как видно из таблицы, трехфакторная модель для PPS — пункты 1–3 для измерения откладывания принятия решений, пункты 4–8 для измерения задержки выполнения, пункты 9–12 для измерения своевременности и оперативности — превосходили другие предложенные модели.Поскольку однофакторная модель и предлагаемые трехфакторные модели вложены друг в друга, сравнение Δ хи-квадрат между этими моделями показывает, демонстрирует ли одна из моделей лучшее соответствие (Brown, 2015). Эта разница была значимой, Δ Chi в квадрате = 2062,85, Δ df = 3, p <0,001. Кроме того, Δ CFI между этими моделями составлял 0,07, что намного выше критерия 0,01, предложенного Cheung и Rensvold (2002).

ТАБЛИЦА 3. Для PPS результаты подтверждающего факторного анализа (CFA) для четырех предложенных факторных решений.

Исследование индексов модификации трехфакторного решения показало, что необходимо добавить путь между своевременностью / задержкой фактора PPS и элементом 1 PPS. Это соединение является разумным, потому что этот элемент явно касается своевременности / задержки («Я откладываю принятие решений до тех пор, пока он поздно»). Добавление этого пути улучшило соответствие, RMSEA = 0,065, CFI = 0,968, SRMS = 0,029. В следующей итерации анализа индексов модификации был предложен путь от задержки реализации фактора PPS и пункта 9.Этот пункт («Я обнаружил, что у меня заканчивается время») ранее утверждалось, что он связан с конструкцией занятости, а не с прокрастинацией как таковой (Steel, 2010; Svartdal et al., 2016) и рекомендован для исключения из шкал прокрастинации . Его удаление улучшило общую подгонку, RMSEA = 0,062, CFI = 0,974, SRMS = 0,028. В последней итерации индексы модификации указывали путь от задержки реализации фактора PPS и пункта 3 PPS («Я трачу много времени на тривиальные вопросы, прежде чем перейти к окончательным решениям»), еще больше улучшая соответствие, RMSEA = 0.043, CFI = 0,989, SRMS = 0,015. В этой модели, показанной на рисунке 1, все корреляции между факторами PPS были <0,75, что указывает на дискриминантную валидность. В качестве более формального теста дискриминантной валидности мы сравнили квадраты корреляций (SC) между факторами со средней дисперсией, извлеченной (AVE) латентными переменными (Brown, 2015). Все значения AVE были выше, чем значения SC, что указывает на дискриминантную достоверность, а все значения AVE были выше 0,05, что указывает на сходящуюся достоверность.

РИСУНОК 1. Окончательная трехфакторная модель шкалы чистой прокрастинации (PPS). PPS _desc = элементы 1–3, PPS _impl = элементы 4–8, PPS _конец = элементы 9–12. Показаны стандартизированные оценки.

Обращаясь конкретно к частям PPS, пункты 4–8 PPS должны удовлетворительно измерять реальную задержку. CFA этих пунктов указывает на хорошее соответствие, RMSEA = 0,064 (0,053), CFI = 0,991 (0,992), SRMR = 0,016. Что касается IRT-анализа этой конструкции, коэффициенты параметра a были> 2 для всех пунктов, пункт 7 демонстрирует самый низкий коэффициент (2.15) и п.4 наивысший (2,71). Все пункты достаточно хорошо охватывают диапазон латентной конструкции, от -3 до +2, что указывает на то, что эта короткая шкала хорошо измеряет имплементационную прокрастинацию у людей с нормальным диапазоном латентной черты. Обратите внимание, что шкала довольно плохо различает верхний предел скрытой конструкции, что говорит в пользу осторожного использования в клинических условиях. Графики функции тестовой информации (TIF) и функции информации об элементе (IFF) показаны в Приложении. Соответствующее изучение пунктов 9–12 PPS (пункты о задержках / своевременности из AIP) показало, что они идеально подходят, RMSEA = 0.056 (0,049), CFI = 0,996 (0,997), SRMR = 0,011. IRT продемонстрировал коэффициенты дискриминации от 1,72 (элемент 12) до 3,50 (элемент 10). Исследование TIF-графика (Приложение) снова показало довольно плохую дискриминацию в верхнем конце латентной конструкции. Наконец, проверка решающей части PPS, пункты 1–3, продемонстрировала отличное соответствие, RMSEA = 0,000, CFI = 1,00, SRMR = 0,000. Коэффициенты дискриминации IRT варьировались от 2,18 (пункт 1 PPS) до 3,85 (пункт 2). Опять же, график TIF (Приложение) указывает на меньшую надежность более высокого уровня скрытой конструкции.Таким образом, трехфакторная модель PPS, а также сокращенные модели, сфокусированные на трех одномерных конструкциях, принятии решения, имплементационной задержке и запаздывании / своевременности, все, кажется, хорошо работают с психометрической точки зрения.

Учитывая базовую конфигурационную модель PPS, мы проверили инвариантность по полу и возрастным группам. Как половые, так и возрастные различия (например, 30 лет и старше по сравнению с ниже) неоднократно обсуждались в литературе (например, Steel and Ferrari, 2013; Beutel et al., 2016), но поскольку скалярная инвариантность измерения является предпосылкой для значимых сравнений. средних значений по популяциям (Gregorich, 2006; Brown, 2015), выводы о таких различиях не могут быть сделаны до тех пор, пока не будет установлена ​​инвариантность.Как показано в Таблице 4, многогрупповой анализ CFA мужчин и женщин показал как конфигурационную, так и метрическую инвариантность, но не скалярную инвариантность. Следовательно, сравнение средних значений PPS с полом проблематично. Также обратите внимание, что конфигурационная подгонка была улучшена для участников старше 30 лет. Результаты также показали, что гендерные различия проявились в части принятия решения и задержки PPS ( z = -3,65 и -6,58, p <0,000), но не в части реализации ( z = -0.28, p = 0,777). Следовательно, тесты на инвариантность пунктов 4–8 PPS продемонстрировали модель, аналогичную таковой для полной PPS, за тем важным исключением, что скалярная эквивалентность теперь наблюдалась для возрастной группы> 30 (см. Таблицу 5). Таким образом, результаты PPS показывают, что полная шкала не достигает полной инвариантности по полу, и, кроме того, соответствие модели лучше для участников старше 30 лет. Для сокращенного PPS (пункты 4–8, т.е. практическая часть) гендерные различия были минимальными, и эти пункты также продемонстрировали полную инвариантность измерения для участников старше 30 лет, что указывает на то, что эта часть шкалы позволяет сравнивать средние значения для взрослых.

ТАБЛИЦА 4. Тесты инвариантности шкалы чистой прокрастинации , пол и возраст.

ТАБЛИЦА 5. Тесты инвариантности по шкале чистой прокрастинации (пункты 4–8), пол и возраст.

Факторная структура IPS

Предполагается, что IPS измеряет одну конструкцию, «иррациональную задержку», и настоящие данные показывают, что это так, RMSEA = 0,075 (0,066), CFI = 0,971 (0,973), SRMR = 0,032. В соответствии с предыдущими выводами (Svartdal et al., 2016), индексы модификации показали, что обратные позиции должны быть коррелированы. Это привело к улучшенной подгонке, RMSEA = 0,058, CFI = 0,984, SRMR = 0,019. Отсутствие перевернутых элементов немного улучшило посадку. Таким образом, эти анализы подтверждают гипотезу о том, что IPS подтверждает единственную латентную конструкцию, реализуемую или иррациональную задержку. Отсутствие перевернутых пунктов улучшает показатели соответствия и предоставляет инструмент, которым легче управлять и оценивать. Подтверждая это, IRT указала хорошие коэффициенты параметра a (дискриминация) для всех элементов, связанных с прокрастинацией (диапазон 2.24–3.14), пункт 4 — самый низкий, но лучше охватывает более высокий диапазон скрытой конструкции. Перевернутые пункты — и особенно пункты 2 и 9 — показали самые низкие коэффициенты (пункт 9 = 1,41; пункт 2 = 1,49). Что касается субшкал PPS, график TIF (Приложение) указывает на довольно плохую дискриминацию в верхнем конце латентной конструкции.

Тестирование инвариантности измерения IPS по полу и возрастным группам показало, что оно несколько лучше подходит для возраста старше 30 лет, но, как видно из таблицы 6, даже в старшей группе скалярная инвариантность не проявлялась, что указывает на необходимость осторожности при сравнении средних баллов IPS. между полами и возрастными группами.

ТАБЛИЦА 6. Тесты на инвариантность шкалы иррациональной прокрастинации, пол и возраст (пункты, обращенные к IPS, не включены).

Связь между PPS и IPS

Учитывая, что пункты 4–8 PPS измеряют реализуемую или «иррациональную задержку», эта часть PPS должна сильно коррелировать с IPS, тогда как два других фактора PPS должны демонстрировать более умеренные корреляции. Как видно из таблицы 7, это было так, r = 0,83 против 071 ​​и 0.76. Кроме того, пункты IPS и PPS означают, что 4–8 должны быть сопоставимы, и для настоящей выборки они составили 3,62 в обоих случаях. Эти результаты показывают, что пункты 4–8 PPS и IPS адресуют одну и ту же одномерную конструкцию, реализуемую задержку.

ТАБЛИЦА 7. Средние значения, стандартные отклонения, внутренняя согласованность (альфа Кронбаха) и корреляции между шкалами прокрастинации, а также шкалой удовлетворенности жизнью (SWLS).

Факторная структура GPS

Как уже упоминалось, Лэй (1986) предложил GPS в качестве шкалы, измеряющей одномерную конструкцию прокрастинации, но Арджиропулу и Феррари (2015) предложили двухфакторное решение ( задержки, и области прокрастинации, ) и немецкое исследование, тестирующее Студенческая версия GPS предлагала сокращенную версию — GPS-K — состоящую из пунктов 1, 2, 7, 12, 14, 15, 18, 19 и 20 (Klingsieck and Fries, 2012).Эти пункты (кроме пунктов 2 и 14) идентичны в общей версии GPS. В настоящем исследовании однофакторная модель для полной GPS не продемонстрировала хорошего соответствия, RMSEA = 0,088, CFI = 0,824, SRMS = 0,058; двухфакторная модель показала несколько лучшее соответствие, RMSEA = 0,070 (0,064), CFI = 0,89 (0,89), SRMS = 0,058. Однако в обоих случаях критерий CFI был неприемлем. Немецкая сокращенная модель, за исключением пунктов 2 и 14, показала несколько лучшее соответствие, хотя и неприемлемое, RMSEA = 0.088 (0,076), CFI = 0,96 (0,97), SRMS = 0,031.

Факторная структура AIP

Как и другие обсуждаемые общие шкалы прокрастинации, предполагается, что AIP измеряет единственную скрытую конструкцию, прокрастинацию, а Мариани и Феррари (2012) сообщили о поддержке однофакторной латентной модели в итальянской выборке. Настоящие данные не указывают на хорошее соответствие этой модели, RMSEA = 0,135, CFI = 0,761, SRMS = 0,076. Мариани и Феррари (2012) сообщили о еще лучшем соответствии, когда ошибки пунктов 13, 4, 7 и 8 были разрешены для корреляции.Это теоретически разумно, поскольку эти пункты касаются того, что нужно сделать до крайнего срока. Опять же, эта модель не улучшила показатели соответствия в настоящих данных. Таким образом, настоящие данные не подтверждают ни одно из предложенных факторных решений для AIP. Анализ отдельных пунктов показывает, что AIP фокусируется на довольно разных аспектах прокрастинации (см. Таблицу 2), что отчасти может объяснить, почему эта шкала не показала себя хорошо в анализе CFA.

Факторная структура DPS

DPS плохо подходит для однофакторного решения, RMSEA = 0.259, CFI = 0,916, SRMS = 0,076. Индексы модификации предложили корреляцию между ошибками для пунктов 4 и 5 (два пункта с довольно похожей формулировкой), а затем между пунктами 1 и 2. Эта модель показала отличное соответствие, RMSEA = 0,017, CFI = 1.000, SRMS = 0,002.

Связь между весами

В таблице 7 показаны альфа, корреляции и средние баллы Кронбаха для шкал DPS, AIP и GPS, а также для IPS и PPS (полная и подшкалы). SWLS также включен для оценки дивергентной достоверности.В целом, наблюдалась хорошая конвергентная валидность между шкалами прокрастинации, а дивергентная валидность SWLS была очевидна для всех инструментов. Обратите внимание, что полный PPS сильно коррелирует с GPS, AIP и DPS (все корреляции> 0,81), что делает PPS более короткой альтернативой этим шкалам. Также обратите внимание, что общая шкала DPS очень сильно коррелирует с первым фактором PPS, r = 0,97, что фактически делает часть DPS от PPS эквивалентной полной шкале DP.Аналогичным образом, полный AIP сильно коррелирует с фактором PPS, содержащим элементы AIP, r = 0,86, что делает эти четыре элемента сопоставимыми с полным AIP.

Поскольку инвариантность скалярных измерений была продемонстрирована в подшкале PPS 4–8 для возраста> 30, мы построили средние баллы по подшкале PPS 4–8 по возрасту (десятилетия). Это показано на рисунке 2. Рисунок показывает небольшое сокращение прокрастинации в возрасте от 40 до 70 лет, подтверждая мнение о том, что прокрастинация уменьшается с возрастом (Steel and Ferrari, 2013; Beutel et al., 2016). Для наглядности мы также нанесли на рисунок другие шкалы и подшкалы. Обратите внимание, что все шкалы согласуются с общим снижением за десятилетия, одно отклонение — это подшкала пунктов 9–12 PPS, что указывает на то, что формы откладывания своевременности / опоздания увеличиваются до 40 лет, а затем уменьшаются. Однако этот результат следует интерпретировать с большой осторожностью, поскольку скалярная инвариантность не наблюдалась для других шкал или субшкалов.

РИСУНОК 2. Отношения между возрастом (десятилетиями) и шкалой прокрастинации.См. Текст для объяснения.

Общие обсуждения

В настоящем исследовании изучались психометрические свойства пяти распространенных шкал прокрастинации, при этом основное внимание уделялось PPS и IPS. Все шкалы оценивались с помощью CFA и — для шкал / подшкал, измеряющих одномерные конструкции — также с помощью IRT. Для PPS результаты показали, что эта шкала соответствует трехфакторному решению, соответствующему трем различным шкалам, на которых основана PPS, измеряя откладывания принятия решения , задержку в реализации и своевременность / задержку .Три подшкалы PPS позволяют этой шкале измерять три аспекта прокрастинации почти таким же образом с 12 пунктами, как это достигается с помощью трех отдельных шкал с 39 пунктами. Это существенное практическое преимущество, а также более надежное с психометрической точки зрения решение, поскольку было показано, что сокращенный набор элементов, выбранных для PPS, демонстрирует лучшие показатели соответствия CFA по сравнению с полным набором элементов индивидуальных шкал DPS, GPS и AIP.

Простое объединение 12 пунктов PPS в одну оценку подразумевает потенциальную потерю информации.Таким образом, первая часть PPS, измеряющая откладывание принятия решений, очень сильно коррелировала с полной шкалой DP, а последняя часть PPS, измеряющая своевременность / задержку, очень сильно коррелировала с полной шкалой AIP. Важно отметить, что реализационная часть PPS (пункты 4-8; PPS _impl ), по-видимому, измеряет иррациональную задержку во многом так же, как IPS, и, таким образом, представляет собой еще более «чистую» версию PPS при измерении иррациональной задержки. . Кроме того, эта часть PPS также очень сильно коррелирует с полным GPS, предполагая, что эта шкала из 20 пунктов может быть уменьшена до шкалы из 5 пунктов без потери информации.Объединение трех аспектов PPS в одну оценку также маскирует существенные средние различия в оценках между реализационной частью PPS (пункты 4–8) и двумя другими аспектами, причем первая из них неизменно выше по сравнению с двумя другими (см. Рис. 2). ). Наконец, часть, относящаяся к позднему периоду PPS (пункты 9–12), может быть более чувствительной к культурным различиям по сравнению с двумя другими аспектами (Svartdal et al., 2016), а также, по-видимому, относится к возрастным различиям иначе, чем все другие шкалы / подшкалы рассмотрены в этом исследовании.

IPS соответствует однофакторному решению, при этом измеренная конструкция очень похожа на реализуемую часть PPS. IPS включает три перевернутых пункта. В соответствии с предыдущими выводами (Rozental et al., 2014; Svartdal et al., 2016) анализ показывает, что эти элементы могут быть удалены из шкалы без значительной потери информации.

Две шкалы, демонстрирующие приемлемое соответствие предложенным факторным структурам, PPS и IPS, были проверены на инвариантность измерений в зависимости от пола и возраста (т.е., старше и младше 30 лет). Ни один из этих масштабов не продемонстрировал полной скалярной инвариантности. Поскольку скалярная инвариантность требуется для значимых сравнений между средними значениями совокупности, гендерные и возрастные различия не могут быть оценены, если не будет продемонстрировано, что данный прибор удовлетворяет требованиям инвариантности измерений. Однако обратите внимание, что реализационная часть PPS (пункты 4–8), кажется, работает лучше по сравнению с элементами, связанными с откладыванием решения (пункты 1-3) и своевременностью / запаздыванием (пункты 9-12), а также полной скалярной инвариантностью для PPS _impl наблюдался у участников старше 30 лет.

Настоящие результаты основаны на ответах многих стран, хотя английский является общим языком. Следовательно, мы не можем однозначно оценить культурные или национальные различия. Однако мы считаем, что настоящие результаты, особенно в отношении PPS и IPS, достаточно надежны. Таким образом, выводы настоящей статьи относительно структур факторов PPS и IPS очень похожи на предыдущие результаты сравнения этих шкал в Финляндии, Германии, Италии, Норвегии, Польше и Швеции (Svartdal et al., 2016), а предлагаемая подшкала PPS _impl (пункты 4–8) хорошо согласуется с недавними результатами исследования немецкого репрезентативного сообщества (Klein et al., 2017). В этом исследовании была предложена сокращенная версия GPS-K (Klingsieck and Fries, 2012), состоящая из пяти пунктов. Эти задания идентичны пунктам PPS _impl , предложенным в этой статье, за исключением того, что в немецкой версии, основанной на версии GPS для учащихся, используется пункт «Я не выполняю задания до тех пор, пока они не будут сданы». (GPS — студент, пункт 2), а не «Готовясь к определенному сроку, я часто трачу время на другие дела» (пункт 12 GPS; пункт 4 PPS; см. Таблицу 1).В настоящем исследовании последний пункт продемонстрировал превосходные свойства пункта (Приложение) и кажется более подходящим в качестве пункта измерения прокрастинации среди населения в целом. Однако в будущих исследованиях следует изучить эти шкалы как при анализе на уровне заданий, так и при кросс-культурных сравнениях. В настоящее время практическая часть PPS и IPS кажутся лучшими кандидатами для оценки прокрастинации в разных языках и культурах.

Все шкалы, исследованные в этом исследовании, хорошо дифференцируют прокрастинацию для низких и средних диапазонов конструкта, но, по-видимому, менее надежно измеряют в более высоком конце конструкции.Это означает, что измерение высоких уровней прокрастинации, например, в клинических случаях, подвержено ошибкам. Следовательно, оценка прокрастинации в клинических условиях должна дополняться другими измерениями (например, депрессией и тревогой) для обеспечения достаточной обоснованности и надежности. Другой важный вопрос для будущих исследований — установить более объективные и надежные меры, которые могут дополнить или даже заменить показатели самооценки (Gröpel and Steel, 2008). Это осложняется прокрастинацией, имеющей врожденный субъективный компонент, поскольку задержки являются иррациональными только в том случае, если они несовместимы с внутренними предпочтениями человека.То, что для одного может быть откладыванием на потом, легко может не быть для другого. Тем не менее, может наблюдаться отсрочка осуществления прокрастинации, и временами это может быть менее двусмысленно связано с прокрастинацией (например, обращение за лечением по поводу тяжелого состояния здоровья). Это должно помочь выявить тех, кто несколько банально медлит, но сурово судит себя. Таких людей лучше всего назвать перфекционистами, а не прокрастинаторами, у которых другая этиология и рекомендации по лечению (Steel and Klingsieck, 2016).

Авторские взносы

PS отвечал за сбор данных. ФС написала черновик и провела статистический анализ. Оба автора сделали окончательное редактирование рукописи.

Финансирование

Плата за публикацию этой статьи была профинансирована за счет гранта из фонда публикаций UiT Арктического университета Норвегии.

Заявление о конфликте интересов

Авторы заявляют, что исследование проводилось при отсутствии каких-либо коммерческих или финансовых отношений, которые могут быть истолкованы как потенциальный конфликт интересов.

Дополнительные материалы

Дополнительные материалы к этой статье можно найти в Интернете по адресу: https://www.frontiersin.org/articles/10.3389/fpsyg.2017.01927/full#supplementary-material

Сноски

1. www.stata.com
2. Оценки шкал Саторра – Бентлера недоступны при выполнении анализа изменений в Stata 14.2.

Список литературы

Арджиропулу, М. И., и Феррари, Дж. Р.(2015). Хроническая прокрастинация среди взрослых: факторная структура греческой версии общей шкалы прокрастинации. Hellenic J. Psychol. 12, 85–104.

Google Scholar

Beutel, M.E., Klein, E.M., Aufenanger, S., Brähler, E., Dreier, M., Müller, K. W., et al. (2016). Прокрастинация, стресс и удовлетворенность жизнью в любом возрасте — исследование немецкого репрезентативного сообщества. PLOS ONE 11: e0148054. DOI: 10.1371 / journal.pone.0148054

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Браун, Т.А. (2015). Подтверждающий факторный анализ для прикладных исследований , 2-е изд. Нью-Йорк, Нью-Йорк: Гилфорд Пресс.

Google Scholar

Бирн, Б. М. (2001). Моделирование структурных уравнений с помощью AMOS, EQS и LISREL: сравнительные подходы к проверке факторной достоверности измерительного прибора. Внутр. J. Test. 1, 55–86. DOI: 10.1207 / S15327574IJT0101_4

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Бирн, Б. М. (2008). Проверка на многогрупповую эквивалентность средства измерения: прогулка по процессу. Псикотема 20, 872–882.

PubMed Аннотация | Google Scholar

Cheung, G. W., and Rensvold, R. B. (2002). Оценка показателей согласия для проверки инвариантности измерений. Struct. Equ. Моделирование 9, 233–255. DOI: 10.1207 / S15328007SEM0902_5

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Феррари, Дж. Р., О’Каллаган, Дж., И Ньюбегин, И. (2005). Распространенность прокрастинации в США, Великобритании и Австралии: задержки возбуждения и избегания среди взрослых. N. Am. J. Psychol. 7, 1–6.

Google Scholar

Фрейли Р. К., Уоллер Н. Г. и Бреннан К. А. (2000). Теоретический анализ ответов на вопросы самоотчетов о привязанности взрослых. J. Pers. Soc. Psychol. 78, 350–365. DOI: 10.1037 / 0022-3514.78.2.350

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Грегорич, С. Э. (2006). Позволяют ли инструменты самоотчета проводить значимые сравнения между различными группами населения? Проверка инвариантности измерений с использованием структуры подтверждающего факторного анализа. Med. Care 44 (11 приложение 3), S78 – S94. DOI: 10.1097 / 01.mlr.0000245454.12228.8f

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Грёпель П. и Стил П. (2008). Мега-пробное исследование постановки целей, повышения интереса и энергии откладывания. чел. Индивидуальный. Dif. 45, 406–411. DOI: 10.1016 / j.paid.2008.05.015

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Кляйн, Э. М., Бойтель, М. Э., Мюллер, К., Вёфлинг, К., Брэлер, Э., Зенгер, М. (2017). Оценка прокрастинации. Размерность и факторная инвариантность по полу и возрасту краткой формы общей шкалы прокрастинации (GPS-K) в репрезентативной выборке немецкого сообщества. Eur. J. Psychol.Assess. (в печати).

Google Scholar

Клайн Р. Б. (2016). Принципы и практика моделирования структурными уравнениями , 4-е изд. Нью-Йорк, Нью-Йорк: Гилфорд Пресс.

Google Scholar

Клингзик, К.Б., и Фрис, С. (2012). Прокрастинация Allgemeine. Diagnostica 58, 182–193. DOI: 10.1026 / 0012-1924 / a000060

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Лэй, К. Х. (1986). Наконец, моя исследовательская статья о прокрастинации. J. Res. Чел. 20, 474–495. DOI: 10.1016 / 0092-6566 (86)
-3

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Манн Л., Бернетт П., Рэдфорд М. и Форд С. (1997). Анкета для принятия решений в Мельбурне: инструмент для измерения моделей преодоления конфликта, связанного с принятием решений. J. Behav. Decis. Мак. 10, 1–19. DOI: 10.1002 / (SICI) 1099-0771 (199703) 10: 1 <1 :: AID-BDM242> 3.0.CO; 2-X

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Мариани М. Г. и Феррари Дж. Р. (2012). Шкала инвентаризации прокрастинации взрослых (AIP): сравнение модели с итальянским образцом. Тест. Психом. Методол. Прил. Psychol. 19, 3–14. DOI: 10.4473 / TPM19.1.1

CrossRef Полный текст | Google Scholar

МакКаун, У., Джонсон, Дж., И Петцель, Т.(1989). Промедление, анализ основных компонентов. чел. Индивидуальный. Dif. 10, 197–202. DOI: 10.1016 / 0191-8869 (89)-3

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Ребетес, М. М. Л., Рошат, Л., Гей, П., и Ван дер Линден, М. (2014). Валидация французской версии шкалы чистой прокрастинации (PPS). Компр. Психиатрия 55, 1442–1447. DOI: 10.1016 / j.comppsych.2014.04.024

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Рогельберг, С.Г. и Стэнтон Дж. М. (2007). Введение: понимание и устранение неполадок в опросе организации. Орган. Res. Методы 10, 195–209. DOI: 10.1177 / 1094428106294693

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Розенталь, А., Форселл, Э., Свенссон, А., Форсстрём, Д., Андерссон, Г., и Карлбринг, П. (2014). Психометрическая оценка шведской версии шкалы чистой прокрастинации, шкалы иррациональной прокрастинации и шкалы предрасположенности к соблазнам в клинической популяции. BMC Psychol. 2:54. DOI: 10.1186 / s40359-014-0054-z

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Саторра А. и Бентлер П. М. (2001). Статистический критерий хи-квадрат с масштабированной разницей для анализа моментной структуры. Психометрика 66, 507–514. DOI: 10.1007 / BF02296192

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Стэнтон, Дж. М., Синар, Э. Ф., Бальцер, В. К., и Смит, П. С. (2002). Проблемы и стратегии сокращения длины шкал самоотчета. чел. Psychol. 55, 167–194. DOI: 10.1111 / j.1744-6570.2002.tb00108.x

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Сталь, П. (2010). Возбуждающие, избегающие и откладывающие принятие решений: существуют ли они? чел. Индивидуальный. Dif. 48, 926–934. DOI: 10.1016 / j.paid.2010.02.025

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Сталь П. и Феррари Дж. (2013). Секс, образование и прокрастинация: эпидемиологическое исследование характеристик прокрастинаторов на глобальной выборке. Eur. J. Pers. 27, 51–58. DOI: 10.1002 / per.1851

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Стил, П., Клингзик, К. Б. (2016). Академическая прокрастинация: пересмотр психологических антецедентов. Aust. Psychol. 51, 36–46. DOI: 10.1111 / ap.12173

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Steel, P., and Weinhardt, J. (2017). «Строительные блоки мотивации», в Справочник по промышленной, трудовой и организационной психологии , 2-е изд., Том.3, ред. Н. Андерсон, Д. С. Онес, Х. К. Синангил и К. Висвесверан (Thousand Oaks, CA: Sage).

Google Scholar

Свартдал, Ф., Пфул, Г., Нордби, К., Фоши, Г., Клингзик, К. Б., Розенталь, А., и др. (2016). Об измерении прокрастинации: сравнение двух шкал в шести европейских странах. Фронт. Psychol. 7: 1307. DOI: 10.3389 / fpsyg.2016.01307

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar