Raisons de l’ajournement de l’apprentissage pour les examens (GAP)

1. Résumé

L’échelle des Raisons de l’ajournement de l’apprentissage pour les examens (couramment désignée sous l’acronyme GAP, pour l’allemand Gründe für das Aufschieben von Prüfungslernen) est un instrument psychométrique d’auto-évaluation conçu pour identifier, mesurer et catégoriser les motifs sous-jacents qui conduisent les étudiants de l’enseignement supérieur à différer la préparation de leurs épreuves académiques. Élaborée à l’Institut de psychologie de l’Université de Münster (Westfälische Wilhelms-Universität) dans le cadre de ses travaux cliniques et expérimentaux au sein de la consultation spécialisée sur la procrastination (Prokrastinationsambulanz), cette échelle propose une approche différentielle de la procrastination académique.

Contrairement aux échelles unidimensionnelles globales qui appréhendent la tendance générale au report de tâche comme un trait uniforme, l’instrument GAP circonscrit deux dimensions étiologiques distinctes : la distraction mentale (Mentale Ablenkung), caractérisée par des défaillances de l’attention soutenue, une vulnérabilité à la monotonie cognitive et des dérives de la pensée pendant la session de travail ; et les activités alternatives (Alternativtätigkeiten), caractérisées par l’évitement comportemental actif au profit de tâches concurrentes perçues comme plus valorisantes à court terme ou temporairement prioritaires (activités sociales, tâches secondaires d’organisation, loisirs). L’échelle finale comporte 9 items sélectionnés à partir d’une batterie princeps de 14 items, administrés sur une échelle de cotation en cinq points de type Likert allant de 1 (« [Presque] jamais ») à 5 (« [Presque] toujours »).

Les propriétés psychométriques de l’échelle ont été rigoureusement analysées sur la base de trois échantillons indépendants regroupant plus de 1 780 participants (étudiants universitaires tous cursus confondus et patients admis dans des protocoles de prise en charge psychothérapeutique). L’évaluation statistique a reposé sur la théorie de la réponse à l’item (TRI) via des modèles d’ogive normale non linéaires à deux paramètres et la modélisation par équations structurelles avec estimateur WLSMV. Les résultats attestent d’une structure factorielle robuste à deux dimensions corrélées, d’une excellente validité de construit démontrée par des corrélations différentielles avec l’échelle de procrastination d’Aitken (APS), le questionnaire de procrastination pour étudiants (PFS), l’inventaire de motivation d’accomplissement (LMI) et les stratégies d’apprentissage (LIST), ainsi que d’une sensibilité documentée aux effets d’interventions thérapeutiques cognitivo-comportementales.

2. Mots-clés

Procrastination académique, ajournement d’examen, distraction mentale, activités alternatives, autorégulation de l’apprentissage, psychométrie universitaire, fonctions exécutives, régulation attentionnelle, évitement comportemental, thérapie cognitivo-comportementale.

3. Auteurs

L’instrument GAP a été développé au sein de l’équipe de recherche sur la procrastination et de la clinique ambulatoire de psychothérapie (Psychotherapieambulanz) de l’Institut de psychologie I de l’Université de Münster (Westfälische Wilhelms-Universität Münster, Allemagne).

• Fred Rist : Professeur émérite de psychologie clinique et de psychothérapie, Institut de psychologie, Université de Münster. Directeur des recherches cliniques sur la procrastination sévère et superviseur des programmes d’intervention cognitivo-comportementale.
• Angelika Glöckner-Rist : Psychométricienne et méthodologiste, experte en modélisation par équations structurelles (SEM) et en théorie de la réponse à l’item (TRI), Université de Münster et Centre d’enquêtes sociales (GESIS, Mannheim).
• Collaborateurs de recherche et cliniciens : F. Deters (2006), C. Frings (2008) et S. Westermann (2009), dont les travaux de recherche doctorale et de diplôme ont assuré le recueil empirique des données, l’évaluation des échantillons cliniques et la validation psychométrique instrumentale.

Correspondance institutionnelle : Psychotherapieambulanz des Instituts für Psychologie, Fliednerstraße 21, 48149 Münster, Allemagne. Site scientifique de référence : Münsteraner Prokrastinationsambulanz.

4. Objectif

Le développement de l’échelle des Raisons de l’ajournement de l’apprentissage pour les examens (GAP) répond à une lacune théorique et clinique majeure dans le champ de la psychologie de l’éducation et de la psychopathologie cognitive. Bien que la procrastination soit l’une des problématiques les plus fréquemment rapportées en milieu académique — touchant de façon récurrente ou chronique entre 50 % et 80 % de la population estudiantine —, la majorité des outils d’évaluation préexistants évaluent la fréquence d’apparition du comportement de report plutôt que les mécanismes psychologiques spécifiques qui l’initient ou le maintiennent.

Des instruments généralistes tels que l’Aitken Procrastination Scale (APS ; Aitken, 1982 ; adaptation allemande par Helmke & Schrader, 2000) ou la General Procrastination Scale (Lay, 1986) fournissent un indice composite du retard décisionnel et comportemental. Cependant, ces échelles regroupent sous un score unique des facettes hétérogènes et potentiellement indépendantes : la détresse émotionnelle face aux délais, le manque de planification temporelle, l’anxiété de performance et l’incapacité à mobiliser son énergie. Dès lors, ces outils ne permettent pas d’identifier le point de rupture exact de l’autorégulation lors de la préparation intensive d’examens universitaires.

Applications en recherche

Sur le plan fondamental, l’échelle GAP a pour mission d’isoler la phénoménologie de la procrastination académique en fonction de la temporalité de l’activité. Elle permet de répondre aux interrogations suivantes :

• Le sujet échoue-t-il à initier la séance de travail à cause d’un conflit motivationnel entre deux comportements concurrents (attraction exercée par une alternative valorisante ou gratifiante) ?
• Le sujet échoue-t-il à maintenir son effort d’étude une fois le travail commencé, en raison d’une vulnérabilité cognitive intrinsèque (chute de la concentration, errance mentale, intolérance à la monotonie de la tâche) ?

En dissociant les raisons dites de « démarrage » (activités alternatives) des raisons de « maintien » (distraction cognitive), le GAP offre un cadre analytique précis pour étudier les interactions entre les caractéristiques de l’environnement académique (degré de structuration de la filière d’études) et la personnalité des étudiants.

Applications cliniques et de conseil psychologique

Dans un contexte d’intervention psychothérapeutique ou de consultation d’aide méthodologique, l’échelle GAP est un outil d’évaluation diagnostique fonctionnelle précieux. Les protocoles cognitivo-comportementaux pour la procrastination chronique diffèrent fondamentalement selon le profil d’ajournement :

• Un score élevé sur la sous-échelle Activités alternatives nécessite des modules axés sur la gestion du temps, la clarification des valeurs, la structuration de l’environnement physique et numérique pour supprimer les déclencheurs de diversion, ainsi que l’application de techniques d’engagement préalable (pre-commitment).
• Un score élevé sur la sous-échelle Distraction mentale justifie des entraînements métacognitifs, des techniques de fractionnement temporel (ex. méthode Pomodoro adaptée), des exercices d’exposition à l’effort mental prolongé, et le traitement d’éventuels déficits d’inhibition cognitive ou d’anxiété sous-jacente.

5. Construit psychologique

L’échelle GAP conceptualise la procrastination académique non pas comme un défaut de volonté uniforme, mais comme une rupture multiforme du contrôle de l’action dans le contexte spécifique des exigences d’examen. L’ajournement d’une tâche d’apprentissage personnellement importante au profit de conduites moins prioritaires reflète une dysfonction entre l’intention déclarée et l’exécution effective.

Dimension 1 : La distraction mentale (Mentale Ablenkung)

Cette première dimension, composée de 5 items dans la version finale (Items 1, 3, 5, 7 et 10), mesure la désorganisation de l’effort cognitif au cours de la séance d’apprentissage. Le problème central n’est pas le refus délibéré de s’installer à sa table de travail, mais l’incapacité à préserver un focus attentionnel stable sur le matériel pédagogique.

Les composantes sous-jacentes de cette dimension incluent :

• L’errance mentale involontaire (Mind Wandering) : L’étudiant constate que ses pensées dévient rapidement vers des considérations étrangères à la matière étudiée, comme illustré par l’item 1 (« Pour préparer l’examen, j’ai du mal à étudier car mes pensées s’égarent vite ailleurs »).
• L’épuisement rapide de la concentration : Une baisse sensible et prématurée des ressources d’attention sélective, menant à des interruptions itératives de la session, formalisée par l’item 5 (« Je n’arrive pas à me concentrer longtemps sur la matière et je décroche constamment ») et l’item 10 (« J’interromps sans cesse mon travail car ma concentration diminue »).
• L’intolérance à la monotonie cognitive : L’effort d’assimilation et de mémorisation exige une répétition qui génère une aversivité subjective intense, représentée par l’item 3 (« J’interromps mon travail car j’ai du mal à supporter longtemps la monotonie »).
• La brièveté des séquences d’apprentissage : La rupture quasi immédiate de la chaîne d’action, mesurée par l’item 7 (« Une fois que j’ai commencé à étudier, il ne se passe pas longtemps avant que je n’interrompe à nouveau »).

Cette dimension est intimement connectée aux processus de contrôle exécutif, à l’inhibition des stimuli non pertinents et à la régulation du niveau d’éveil cérébral face à des tâches à faible renforcement immédiat.

Dimension 2 : Les activités alternatives (Alternativtätigkeiten)

La seconde dimension, regroupant 4 items (Items 4, 8, 11 et 13), évalue le déplacement comportemental par lequel l’apprenant substitue à la préparation de ses examens des actions concurrentes. À l’exception de l’item 8, les items de cette échelle traduisent une difficulté majeure à amorcer la tâche.

Les processus psychologiques caractérisant cette sous-échelle englobent :

• Le non-démarrage pur et simple : L’étudiant ne franchit jamais le seuil d’initiation et se consacre directement à une autre tâche, comme l’indique l’item 13 (« Je ne commence même pas à étudier et je fais autre chose à la place »).
• La rationalisation par l’urgence fallacieuse : L’individu sélectionne des obligations annexes (tâches administratives, ménage, classement) qu’il s’auto-persuade être momentanément plus cruciales, capturé par l’item 4 (« Bien que je veuille étudier, j’accomplis d’autres choses qui me paraissent plus importantes sur le moment »).
• La recherche hédonique à court terme : Le remplacement délibéré de la tâche exigeante par des occupations génératrices de gratification immédiate, illustré par l’item 11 (« Je passe le temps initialement planifié à faire des activités plus agréables que l’apprentissage »).
• L’abandon au profit d’obligations d’affiliation sociale : L’incapacité à différer les interactions interpersonnelles, formulée dans l’item 8 (« J’arrête prématurément de réviser pour passer du temps avec mes amis »).

Dans cette dimension, l’action différée ne résulte pas d’un déficit d’attention involontaire, mais d’une dévaluation temporelle du renforçateur : la récompense lointaine (réussir l’examen) est évincée par un renforçateur immédiat (plaisir relationnel, soulagement du stress lié à l’évitement).

6. Cadre théorique

L’assise conceptuelle du GAP repose sur une articulation féconde entre la théorie du contrôle de l’action de Julius Kuhl, la théorie de la motivation temporelle (Temporal Motivation Theory, TMT) de Piers Steel, et les conceptualisations cliniques développées à Münster par Fred Rist et ses collaborateurs.

Étymologie et perspective évolutionniste du contrôle de l’action

D’un point de vue linguistique et historique, le verbe procrastiner provient du latin procrastinare (« renvoyer au lendemain », de pro [en avant] et crastinus [appartenant à demain]). Rist et ses collègues soulignent qu’à l’origine, le terme ne possédait pas de connotation exclusivement péjorative. Il désignait une stratégie sage de temporisation, consistant à retarder une décision délicate jusqu’à ce que les conditions soient optimales pour le succès. Dans les sociétés industrielles et post-industrielles, l’usage a glissé vers un sens résolument dysfonctionnel : l’hésitation stérile, le retardement irrationnel et le refus d’entreprendre une action requise malgré la conscience des conséquences néfastes prévisibles.

La théorie psychologique postule que tout ajournement n’est pas pathologique. L’organisation flexible du travail impose continuellement des arbitrages où une activité est suspendue au profit d’une autre. L’ajournement devient procrastination dès lors que des activités personnellement déterminantes sont délaissées au bénéfice d’actions mineures, et que la conduite réelle diverge des intentions déclarées de l’acteur.

La théorie du contrôle de l’action de Kuhl (Action-State Orientation)

Les formulations théoriques de Kuhl fournissent une clé d’analyse majeure pour le GAP. Kuhl distingue l’orientation vers l’action (capacité à protéger l’intention en cours contre des désirs concurrents et à initier l’action sans friction) de l’orientation vers l’état (fixation mentale sur les émotions négatives, les échecs passés ou les doutes quant au résultat). Dans le modèle du GAP :

• Les activités alternatives représentent un échec de la protection de l’intention face à des tentations rivales mieux récompensées dans l’instant présent.
• La distraction mentale traduit une défaillance de la mise en œuvre de l’action due à des ruminations, à une surcharge de la mémoire de travail ou à une fatigue volitionnelle qui désynchronise le traitement cognitif.

La théorie de la motivation temporelle (Piers Steel)

Piers Steel (2007) a modélisé l’utilité perçue d’une tâche selon la formule computationnelle de la TMT :

Lors de la préparation d’un examen universitaire situé plusieurs semaines dans le futur, le paramètre « Délai » est grand, ce qui réduit considérablement l’utilité motivationnelle de l’étude par rapport à des activités alternatives immédiates (jeu vidéo, rangement, conversation amicale). Le GAP opérationnalise précisément cette vulnérabilité aux activités concurrentes immédiates lorsque la valeur de la tâche d’étude est érodée par sa nature aversive ou répétitive.

Chronification et psychopathologie

L’équipe de Münster (Rist et al., 2006) rappelle que lorsque la procrastination devient chronique, elle s’étend à un nombre croissant d’objectifs vitaux. Les enquêtes en population générale (Ferrari et al., 2005) estiment qu’environ 20 % des adultes souffrent de procrastination chronique dans les pays industrialisés. Les conséquences délétères sont massives : échecs aux examens, allongement anormal du cursus universitaire, ruptures relationnelles consécutives à des promesses d’effort non tenues, et morbidité psychique marquée par l’insomnie, l’anxiété chronique et des épisodes dépressifs majeurs.

7. Validité

La validité psychométrique de l’échelle GAP a fait l’objet d’investigations poussées reposant sur des analyses de modèles structurels non linéaires (Mplus, estimateur WLSMV) à travers trois cohortes distinctes à l’Université de Münster.

Échantillons de référence

• Échantillon Étudiants 1 (S1 ; Deters, 2006) : 851 étudiants issus de 10 filières universitaires sélectionnées pour leur degré contrasté d’encadrement académique (médecine, droit, philologie allemande, psychologie, physique, etc.). Parmi eux, 457 étudiants ont complété l’intégralité du protocole sans omission et constituent l’échantillon d’analyse (65,2 % de femmes ; âge moyen : 24,6 ans, ET = 3,4).
• Échantillon Étudiants 2 (S2 ; Frings, 2008) : 1 264 participants recrutés par voie d’affichage et par courriel ciblant 4 500 étudiants tirés au sort. Après élimination de 36 dossiers pour réponses contradictoires ou incomplètes, 1 228 sujets ont été validés (58,4 % de femmes, représentatif de l’université ; âge moyen : 23,9 ans, ET = 3,1).
• Échantillon Traitement Clinique (ST ; Westermann, 2009) : 97 étudiants consultant pour une détresse liée à une procrastination sévère à la clinique ambulatoire de Münster. Ces patients ont complété les protocoles soit dans le cadre d’un entraînement cognitivo-comportemental (KVTT, N = 46), soit dans un groupe d’auto-assistance guidée (ASH, N = 51) (47 % de femmes ; âge moyen : 26,1 ans, ET = 3,7 ; ancienneté universitaire moyenne : 9,8 semestres).

Validité de construit et corrélations factorielles

Les analyses factorielles ont confirmé l’existence de deux dimensions inter-reliées mais nettement différenciées. La corrélation latente entre le facteur Distraction mentale et le facteur Activités alternatives se situe dans une fourchette modérée à substantielle :

• Échantillon S1 : r = .65
• Échantillon S2 : r = .68
• Échantillon clinique ST : r = .64

Ces coefficients démontrent que si les deux phénomènes participent du syndrome général de procrastination, ils ne partagent qu’environ 40 % à 46 % de variance commune, ce qui justifie statistiquement le rejet de l’unidimensionnalité et confirme la spécificité des deux sous-échelles.

Validité convergente et discriminante (Modèles d’équations structurelles)

La validité convergente a été démontrée en régressant les scores factoriels du GAP sur des instruments validés mesurant la procrastination générale :

• L’Aitken Procrastination Scale (APS) et le Prokrastinationsfragebogen für Studierende (PFS) : Ces échelles prédisent fortement les deux dimensions du GAP. Cependant, des régressions partielles montrent que le PFS (centré sur le comportement d’évitement pratique) présente une association plus marquée avec les Activités alternatives, alors que les scores de tension et de détresse de l’APS s’associent fortement à la Distraction mentale.
• Invariance selon le sexe : L’introduction du genre comme covariable dans les modèles de mesure confirme l’absence de biais substantiel de réponse lié au sexe, bien que les femmes rapportent des moyennes marginalement plus élevées sur certaines composantes d’attention sans rupture d’invariance des saturations.

Validité de critère et sensibilité au changement thérapeutique

L’échantillon clinique ST a permis d’examiner la capacité des dimensions du GAP pré-traitement à prédire l’évolution des scores aux tests standardisés post-traitement :

• Persévérance (LMI-B) : Évaluée via l’Inventaire de motivation d’accomplissement (Schuler & Prochaska, 2000). Les diminutions de la distraction mentale pendant la thérapie corrèlent directement avec des gains significatifs en persévérance volitionnelle.
• Organisation de l’environnement d’apprentissage (LIST-L) et Gestion du temps (LIST-Z) : Mesurées via l’inventaire des stratégies d’apprentissage universitaire de Wild et Schiefele (1994). Les scores initiaux à la dimension Activités alternatives sont les prédicteurs les plus puissants des améliorations observables dans la restructuration spatio-temporelle du travail personnel après thérapie cognitivo-comportementale.

8. Fidélité

L’évaluation de la fidélité de l’échelle GAP a été réalisée en exploitant le cadre non linéaire de l’Item Response Theory (IRT) et de l’analyse factorielle confirmatoire pour variables catégorielles ordinales.

Cohérence interne et fidélité des facteurs

Dans le paradigme des modèles non linéaires à variables ordonnées (utilisant le modèle d’ogive normale à deux paramètres sous Mplus), les coefficients traditionnels d’alpha de Cronbach sous-estiment la fidélité réelle car ils présupposent des items continus et strictement tau-équivalents. La fidélité a donc été appréciée à partir de la consistance des saturations factorielles standardisées (estimations WLSMV) et des indices de fidélité composite (oméga de McDonald) :

• Dimension « Distraction mentale » (5 items) : Les saturations factorielles sont particulièrement élevées dans les trois échantillons, oscillant entre .65 et .95 (par exemple, pour l’item 5 dans l’échantillon S1, λ = .95 ; dans S2, λ = .91). La fidélité composite estimée est robuste, se situant autour de ω = .87 à .89 selon les cohortes. L’erreur standard de mesure demeure faible sur l’ensemble du continuum latent thêta (θ), en particulier pour les niveaux d’inattention modérés à élevés.
• Dimension « Activités alternatives » (4 items) : Les saturations standardisées sont stables et satisfaisantes dans les grands échantillons d’étudiants (S1 : .52 à .92 ; S2 : .50 à .83). Dans la cohorte clinique ST, les saturations sont également solides (.37 à .79). La fidélité composite est estimée entre ω = .76 et .81.

Stabilité psychométrique et particularités de la première dimension

Les concepteurs soulignent que les caractéristiques psychométriques des items de la dimension Activités alternatives se sont avérées remarquablement stables d’un échantillon à l’autre. En revanche, pour la sous-échelle Distraction mentale, bien que les saturations soient massives, une légère sensibilité contextuelle a été observée dans l’échantillon clinique, ce qui a motivé les auteurs à recommander des travaux complémentaires d’enrichissement d’items lors de phases de révision ultérieures.

9. Analyse factorielle

Le développement de la version abrégée en 9 items à partir des 14 items princeps repose sur un processus séquentiel articulant des analyses factorielles exploratoires (AFE) non linéaires et des analyses factorielles confirmatoires (AFC).

Analyses Factorielles Exploratoires (AFE) sur la batterie initiale de 14 items

Les AFE conduites avec rotation Promax sur les réponses des trois échantillons à l’ensemble des 14 items ont révélé que le modèle à 1 facteur était totalement inacceptable (voir Tableau 1). Les valeurs de l’erreur quadratique moyenne d’approximation (RMSEA) étaient prohibitives (.19 à .24).

Le modèle à 2 facteurs a nettement réduit le chi-carré dans tous les groupes. Cependant, dans les échantillons S1 et S2, certains critères d’ajustement laissaient encore transparaître une fraction de covariance inexpliquée (RMSEA = .13 dans S1, .16 dans S2, mais .09 dans ST). L’exploration d’une solution à 3 facteurs a montré que ce troisième facteur n’était associé qu’à deux items formulés de manière quasi synonyme (ex. items 11 et 12 dans ST), démontrant qu’il s’agissait d’un artéfact de redondance sémantique plutôt que d’une véritable dimension psychologique.

Élimination des items et réduction à 9 items

Cinq items ont été exclus de l’échelle initiale pour les motifs méthodologiques suivants :

• Item 2 (« Quand je veux étudier, il me vient à l’esprit autre chose que je veux régler avant ») : saturations transversales indésirables (cross-loadings) sur les deux axes.
• Item 6 (« Bien que je veuille étudier, je fais d’autres tâches universitaires comme classer des textes ») : saturations factorielles très faibles (.35 à .40 dans S2 ; .04 dans ST).
• Item 9 (« Le matériel d’étude m’est tellement désagréable que j’arrête prématurément ») : saturation instable et ambiguïté entre aversion et distraction (.17 à .46).
• Item 12 (« Bien que je veuille en réalité étudier, je me consacre à d’autres choses plus attirantes ») : redondance sémantique extrême et quasi-colinéarité avec l’item 11 (λ = .97 à .99).
• Item 14 : saturations médiocres et insuffisance de variance expliquée.

Analyses Factorielles Confirmatoires (AFC) sur les 9 items retenus

La structure à 2 facteurs orthogonaux ou corrélés appliquée aux 9 items résiduels présente des indices d’ajustement considérablement supérieurs, synthétisés dans le tableau ci-dessous :

Dans l’échantillon clinique (ST), l’ajustement est remarquable avec un χ² non significatif (p = .19), un RMSEA idéal de .06, un CFI de .98 et un WRMR de 0.60 (< 1). Dans les très grands échantillons (S1 et S2), où le chi-carré est hypersensible à la taille de l’échantillon, les indices incrémentaux CFI et TLI demeurent supérieurs à .95 (allant jusqu’à .99). L’autorisation d’une double charge pour l’item 4 dans S2 améliore significativement l’ajustement sans dénaturer l’interprétabilité générale.

Saturations factorielles des 9 items de la version définitive

Les saturations standardisées issues de l’AFE finale à deux facteurs sont réparties comme suit :

• Activités alternatives (F1 dans S1/S2 ; F2 dans ST) :
  • Item 4 : λ = .61 (S1), .50 (S2), .73 (ST)
  • Item 13 : λ = .64 (S1), .79 (S2), .79 (ST)
  • Item 11 : λ = .92 (S1), .83 (S2), .76 (ST)
  • Item 8 : λ = .68 (S1), .50 (S2), .45 (ST)
• Distraction mentale (F2 dans S1/S2 ; F1 dans ST) :
  • Item 10 : λ = .88 (S1), .81 (S2), .86 (ST)
  • Item 5 : λ = .95 (S1), .91 (S2), .80 (ST)
  • Item 3 : λ = .74 (S1), .80 (S2), .73 (ST)
  • Item 7 : λ = .69 (S1), .72 (S2), .67 (ST)
  • Item 1 : λ = .73 (S1), .69 (S2), .52 (ST)

10. Instrument de mesure

• Nom complet de l’instrument : Reasons for Deferring Exam Learning / Gründe für das Aufschieben von Prüfungslernen (GAP).
• Nature de l’évaluation : Questionnaire psychométrique d’auto-évaluation standardisé.
• Population cible : Étudiants de l’enseignement supérieur engagés dans des révisions d’examens ou de concours académiques ; populations cliniques consultant pour procrastination universitaire.
• Nombre total d’items : 9 items (issus d’un ensemble exploratoire originel de 14 items).
• Nombre de dimensions : 2 sous-échelles corrélées :
  • Mentale Ablenkung (Distraction mentale) : 5 items (Items 1, 3, 5, 7, 10).
  • Alternativtätigkeiten (Activités alternatives) : 4 items (Items 4, 8, 11, 13).
• Consigne de passation : Le participant est invité à se projeter dans la situation mentale suivante :
  

  « Stellen Sie sich bitte folgende Situation vor: Sie befinden sich mitten in der Vorbereitung für eine wichtige Prüfung. Was wären für Sie typische Schwierigkeiten, mit denen Sie rechnen würden? »
  (Veuillez vous imaginer dans la situation suivante : vous êtes en pleine préparation d’un examen important. Quelles seraient pour vous les difficultés typiques auxquelles vous vous attendriez ?)

• Échelle de réponse : 5-stufige Ratingskalen mit den Optionen: 1 = (Fast) nie, 2 = Selten, 3 = Manchmal, 4 = Häufig, 5 = (Fast) immer. (Échelle d’évaluation en 5 points : 1 = [Presque] jamais, 2 = Rarement, 3 = Parfois, 4 = Souvent, 5 = [Presque] toujours).
• Durée d’administration : Environ 2 à 4 minutes.
• Modalités de cotation et recommandations méthodologiques :
  • Les auteurs recommandent explicitement de vérifier la structure factorielle des données avant de calculer de simples scores sommés par sous-échelle dans de nouveaux échantillons.
  • Pour des utilisations diagnostiques courantes, un score moyen ou sommé peut être calculé par dimension :
    • Score Distraction mentale = ∑(Items 1, 3, 5, 7, 10) / 5 (étendue de 1 à 5).
    • Score Activités alternatives = ∑(Items 4, 8, 11, 13) / 4 (étendue de 1 à 5).
  • L’utilisation de modèles de mesure non linéaires (IRT) est fortement conseillée pour toute analyse confirmatoire ou de modélisation causale avancée.

11. Permissions, Tarifs et Année du test

• Année de développement : 2006 (première formulation des items dans le cadre des travaux cliniques de consultation) ; publications et validations méthodologiques étendues entre 2006 et 2009.
• Propriété intellectuelle et auteurs : Westfälische Wilhelms-Universität Münster, Institut de Psychologie (Psychotherapieambulanz für Prokrastination), Fred Rist, Angelika Glöckner-Rist et collaborateurs.
• Statut d’accès et tarifs : L’instrument est mis à disposition gratuitement à des fins de recherche académique, d’enseignement universitaire et de diagnostic clinique individuel non commercial (Open Access académique). Les publications d’études utilisant l’échelle doivent impérativement citer les travaux sources de l’Université de Münster.
• Conditions d’utilisation commerciale : Toute intégration de l’instrument dans un progiciel commercialisé, une plateforme payante de coaching ou un service de sélection privée est subordonnée à une autorisation préalable écrite des titulaires des droits.

12. Références

Les publications fondamentales et travaux empiriques sous-tendant la conception et la validation de l’échelle GAP comprennent :

• Aitken, M. E. (1982). A personality profile of the college student procrastinator [Thèse de doctorat non publiée]. University of Pittsburgh.
• Beck, B. (2008). Zur Veränderung von Lernstrategien und Leistungsmotivation bei chronischer Prokrastination durch psychotherapeutische Interventionen [Mémoire de diplôme non publié]. Westfälische Wilhelms-Universität Münster.
• Deters, F. (2006). Aufschiebeverhalten bei Studierenden: Differentielle Aspekte der akademischen Prokrastination und psychometrische Prüfung von Erhebungsinstrumenten [Mémoire de diplôme non publié]. Institut für Psychologie, Westfälische Wilhelms-Universität Münster.
• Ferrari, J. R., O’Callaghan, J., & Newbegin, I. (2005). Prevalence of procrastination in the United States, United Kingdom, and Australia: A cross-national investigation of adult prevalence. Individual Differences Research, 3(1), 60–63.
• Frings, C. (2008). Bedingungsfaktoren des Aufschiebeverhaltens bei Studierenden der Universität Münster [Mémoire de diplôme non publié]. Institut für Psychologie, Westfälische Wilhelms-Universität Münster.
• Glöckner-Rist, A., & Hoijtink, H. (2003). The local independence assumption in latent class models: Its logic and evaluation. Metodologia de las Ciencias del Comportamiento, 5(1), 75–93.
• Helmke, A., & Schrader, F.-W. (2000). Prokrastination im Studium: Erscheinungsformen und motivationale Bedingungen. Zeitschrift für Pädagogische Psychologie, 14(2/3), 75–88. https://doi.org/10.1024//1010-0652.14.23.75
• Hu, L. t., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1–55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
• Little, R. J. A., & Rubin, D. B. (1987). Statistical analysis with missing data. John Wiley & Sons.
• Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (2007). Mplus user’s guide (5th ed.). Muthén & Muthén. http://www.statmodel.com
• Patzelt, J., & Opitz, B. (2005a). Zusammenhang von Studienstrukturen und akademischer Prokrastination: Abschlussbericht. Westfälische Wilhelms-Universität Münster.
• Patzelt, J., & Opitz, B. (2005b). Prokrastination im Hochschulkontext: Verschulung als Schutzfaktor? Münsteraner Psychologische Berichte, 12, 1–28.
• Rist, F., Höcker, A., & Engberding, M. (2006). Prokrastination: Wenn Aufschieben zur Krankheit wird. Psychotherapie im Dialog, 7(4), 407–412. https://doi.org/10.1055/s-2006-951829
• Schuler, H., & Prochaska, M. (2000). Leistungsmotivationsinventar: LMI; Dimensionen berufsbezogener Leistungsorientierung. Hogrefe.
• Steel, P. (2007). The nature of procrastination: A meta-analytic and theoretical review of quintessential self-regulatory failure. Psychological Bulletin, 133(1), 65–94. https://doi.org/10.1037/0033-2909.133.1.65
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13. Questions et items du questionnaire