مقدمه
اهمال‌کاری پدیده گسترده‌ای است که زندگی روزانه همه افراد را تحت تأثیر قرار می‌دهد. اهمال‌کاری، یعنی به تعویق انداختن داوطلبانه یک اقدام در دست اجرا، علی‌رغم انتظار بدتر شدن اوضاع در نتیجه این تأخیر [2 ،1]. همچنین به عنوان شکست در خود‌تنظیمی نیز مفهوم‌بندی شده است [3 ،1] که بیانگر آگاهی کم و تکانشگری بالاست. به طور اختصاصی‌تر، یعنی عدم توانایی در تمرکز روی کاری که ممکن است خسته‌کننده یا سخت باشد [5 ،4]. اهمال‌کاری پیامدهای منفی زیادی در زمینه عملکرد، وضعیت مالی و پیشرفت کاری، سلامت جسمانی، خُلق و عزت نفس، بهزیستی روانی و فرایند درمانی به دنبال دارد و نیز ممکن است با آسیب‌های روانی زیادی همراه باشد [5, 6, 7, 8, 9, 10 ،3]. 
تاکنون توافق واضحی در مورد چگونگی سنجش اهمال‌کاری وجود نداشته و این امر در به‌کارگیری انواع ابزارهای خودگزارشی اهمال‌کاری مشهود است. برای این منظور، استیل [11] نظر‌سنجی آنلاینی با سه مقیاس کلیدی اهمال‌کاری انجام داد (مقیاس اهمال‌کاری بزرگسالان، پرسش‌نامه اهمال‌کاری در تصمیم‌گیری، مقیاس اهمال‌کاری عمومی) تا آیتم‌های اصلی اهمال‌کاری را مشخص کند. تحلیل عاملی تأییدی و اکتشافی یک عامل را نشان داد که بیشتر واریانس این سه مقیاس را تبیین می‌کرد و آیتم‌هایی از هر سه مقیاس را دربر داشت. بر اساس آیتم‌هایی که بیشترین بار را در این عامل داشتند، یک مقیاس 12آیتمی که مقیاس اهمال‌کاری خالص نام گرفت، ایجاد شد [11]. این مقیاس کوتاه برای اندازه‌گیری تأخیر ناکارآمد در نظر گرفته شد و همسانی درونی بالایی نشان داد (0/92=α). به علاوه، این مقیاس نسبت به مقیاس‌هایی که از آن‌ها برگرفته شده است (مقیاس اهمال‌کاری بزرگسالان، پرسش‌نامه اهمال‌کاری در تصمیم‌گیری و مقیاس اهمال‌کاری عمومی)، روایی هم‌گرای بالایی با مقیاس اهمال‌کاری غیرمنطقی، ابزار اندازه‌گیری تکانشگری «حساسیت نسبت به وسوسه» و ابزار سنجش بهزیستی ذهنی رضایت از زندگی دارد. هرچند سایر مطالعات ساختارهای متفاوتی را بر اساس داده‌هایشان مشاهده کردند. 
نتایج مطالعه هنجار‌یابی نسخه فرانسوی مقیاس اهمال‌کاری خالص حاکی از آن بود که یکی از آیتم‌ها به دلیل مشکل روایی صوری حذف شد. تحلیل عاملی تأییدی و اکتشافی بر روی 11 آیتم باقیمانده نشان داد که مقیاس شامل دو عامل است (تأخیر داوطلبانه و تأخیر مشاهده‌شده) که وابسته به یک سازه مشترک رده بالاتر (اهمال‌کاری عمومی) هستند [12]. نسخه سوئدی مقیاس PPS بر روی شرکت‌کنندگان یک کارآزمایی بالینی آنلاین درمان شناختی‌رفتاری اجرا شد و نتایج نشانگر آن بود که نسخه سوئدی این مقیاس ساختار عاملی مشابه نسخه انگلیسی آن دارد و دارای همسانی درونی خوب، با آلفای کرونباخ بین 0/76 تا 0/87 است که به طور متوسط تا زیادی با هم همبسته هستند [13]. هنجاریابی نسخه نروژی که در سال 2015 توسط اسوارتدال انجام پذیرفت، نشان داد که این مقیاس تک‌عاملی است [14]. سپس اسوارتدال و همکاران برای بررسی روایی اهمال‌کاری خالص مطالعه دیگری در یک نمونه ناهمگن‌تر در 6 کشور فنلاند، آلمان، ایتالیا، نروژ، لهستان و سوئد اجرا کردند [15]. هدف آن‌ها بررسی ساختار عاملی ابزار در زبان‌های مختلف بر اساس کارهای استیل [11] و نتایج بعدی [12 ,13 ,14] بود. نتایج تحلیل عاملی تأییدی در مطالعه اسوارتدال و همکاران نشان‌دهنده برازش مناسب مدل سه‌عاملی بود. 
از آنجایی که پرسش‌نامه‌های هنجارشده در حیطه اهمال‌کاری اکثراً در حوزه اهمال‌کاری تحصیلی هستند، ابزار مناسبی برای سنجش اهمال‌کاری در سایر ابعاد زندگی نیستند. به نظر می‌رسد مقیاس اهمال‌کاری خالص، ابزار مناسبی برای سنجش این سازه باشد. از سوی دیگر، پژوهش‌های انجام‌شده در زمینه هنجاریابی نسخه‌های دیگر این مقیاس با یافته‌های متناقضی در ارتباط با ساختار عاملی اهمال‌کاری خالص همراه بوده است. بنابراین پژوهش حاضر با هدف شناسایی ساختار عاملی اهمال‌کاری خالص برای سازه اهمال‌کاری در دانشجویان ایرانی انجام شد.
روش
این مطالعه توصیفی و از نوع ارزیابی ویژگی روان‌سنجی پرسش‌نامه  اهمال‌کاری خالص بود. پیش از ترجمه پرسش‌نامه، نویسندگان اجازه ترجمه را از سازنده پرسش‌نامه گرفتند و سپس آن را به زبان فارسی ترجمه کردند. 3 نفر از دانشجویان دکترا و 3 نفر از اعضای هیئت‌علمی دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان ترجمه انجام‌شده را بررسی کردند. متعاقباً، یک استاد ادبیات زبان انگلیسی که قبلاً نسخه اصلی پرسش‌نامه را مطالعه نکرده بود، آیتم‌های پرسش‌نامه فارسی را به انگلیسی بازگردانده و نسخه اصلی و نسخه ترجمه‌شده پرسش‌نامه توسط متخصصین روان‌شناسی مورد مداقه قرار گرفت تا از جهت معنایی تفاوتی بین آن‌ها نباشد. از شرکت‌کنندگان خواسته شد تا پکیج ابزارهای خودگزارشی شامل مقیاس رضایت از زندگی، مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس، مقیاس مشکلات تنظیم هیجان و مقیاس اهمال‌کاری خالص را تکمیل کنند. 
جامعه آماری پژوهش حاضر تمامی دانشجویان شهر تهران در سال تحصیلی 1398-1399 بودند که 400 دانشجو به روش نمونه‌گیری خوشه‌ای طبقه‌ای انتخاب شدند. در مرحله اول از بین دانشگاه‌های شهر تهران به روش تصادفی سه دانشگاه علوم‌پزشکی ایران (50 دانشجو)، دانشگاه علوم‌پزشکی تهران (75 دانشجو) و دانشگاه آزاد علوم تحقیقات (275 دانشجو) انتخاب شد. نسبت تعداد دانشجویان هر دانشگاه در نمونه رعایت شد. در مرحله بعد دانشکده‌ها و کلاس‌ها به طور تصادفی انتخاب شدند و پرسش‌نامه‌ها در کلاس‌ها توزیع شدند. 390 نفر از آن‌ها پرسش‌نامه‌ها را به طور کامل پاسخ دادند. حجم نمونه کافی برای مطالعه‌های تحلیل عاملی بین 3 تا 20 برابر تعداد متغیرهاست.همچنین کامری و لی پیشنهاد داده‌اند که حجم نمونه 100‌، ضعیف؛ 200، نسبتاً خوب؛ 300، خوب؛ 500، خیلی خوب و 1000 و بالاتر عالی در نظر گرفته می‌شود [16]. ملاک‌های ورود شامل سن بالای 18 سال، دانشجو بودن و ملاک‌های خروج شامل عدم امضای رضایت‌نامه آگاهانه، داشتن هرگونه ناتوانی فیزیکی که مانع از شرکت در مطالعه شود و عدم پاسخ‌گویی به تمامی سؤالات پرسش‌نامه ها بودند.
مقیاس خالص اهمال‌کاری این پرسش‌نامه خودگزارشی شامل 12 آیتم است که هر آیتم بر اساس طیف لیکرت 1 (در مورد من صحیح نیست) تا 5 (کاملاً در مورد من صحیح است) نمره‌گذاری می‌شود. آیتم‌های اهمال‌کاری خالص برگرفته از مقیاس اهمال‌کاری بزرگسالان، پرسش‌نامه اهمال‌کاری در تصمیم‌گیری و مقیاس اهمال‌کاری عمومی است. این مقیاس کوتاه تأخیر ناکارآمد را می‌سنجد که همسانی درونی بالایی دارد (0/92=α). نتایج نشان داده که این مقیاس نماینده سه بعد مرتبط ولی در عین حال مختلف تأخیر است. تأخیر در تصمیم گیری، تأخیر غیرمنطقی فعالیت و تأخیر در زمانمند بودن در موعد‌های مقرر [17 ،11].
مقیاس مشکلات تنظیم هیجان
این مقیاس توسط گراتز و رومر به منظور ارزیابی دشواری‌های موجود در تنظیم هیجان ساخته شده است و دارای 36 سؤال و 6 خرده‌مقیاس تحت عنوان عدم پذیرش پاسخ‌های هیجانی، دشواری‌های دست زدن به رفتار هدفمند، دشواری‌های کنترل تکانه، فقدان آگاهی هیجانی، دسترسی محدود به راهبردهای تنظیم هیجانی و فقدان شفافیت هیجانی است. پاسخ‌های این پرسش‌نامه 5‌درجه‌ای (تقریباً هرگز=1؛ تا تقریباً همیشه=5) است، نمرات بالاتر نشان‌دهنده مشکلات بیشتر در تنظیم هیجان است. نتایج مربوط به بررسی پایایی این پرسش‌نامه نشان داده که ایـن مقیـاس دارای همسـانی درونی بالایی است (آلفای کرونباخ کل مقیاس برابر بـا 0/93، خرده‌مقیاس عدم پذیرش، برابـر بـا 0/85، خـرده‌مقیـاس اهداف، برابر با 0/89، خرده‌مقیـاس تکانـه، برابـر بـا 0/86، خرده‌مقیـاس آگاهی، برابر با 0/80، خرده‌مقیاس راهبردها، برابر با 0/88 و خرده‌مقیاس شـفافیت، برابـر بـا 0/84 و پایایی باز آزمایی برای نمرات کلی، برابر بـا 0/88 اسـت). در ایران، ضریب همسانی درونی بر حسب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 0/86 و برای 6 خرده‌مقیاس 0/86 -0/54 گزارش شده است [18, 19].
مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس
این پرسش‌نامه برای ارزیابی حالات هیجانی اضطراب، افسردگی و استرس، در دو نسخه 42 و 21‌سؤالی توسط لوویباند و لوویباند در سال 1995 طراحی شده است. علاوه بر مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس 42سؤالی، طراحان این پرسش‌نامه زیرمجموعه‌ای از این آیتم‌ها را پیشنهاد کردند (7 آیتم از هر زیرمقیاس) که می‌توان آن را به عنوان فرم کوتاه اجرا کرد. آیتم‌های تشکیل‌دهنده این ابزار 21‌سؤالی در منوال مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس مشخص شده‌اند. در مطالعه لوویباند و لوویباند در یک نمونه بزرگ 717‌نفری از دانشجویان، پرسش‌نامه افسردگی بک با مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس همبستگی 0/74 را نشان داد. کرافورد و هنری نیز در یک نمونه 1771‌نفری در انگلستان این ابزار را با دو ابزار دیگر مربوط به افسردگی و اضطراب مقایسه کردند و پایایی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس را با آلفای کرونباخ 0/95 برای افسردگی، 0/90 برای اضطراب و 0/93 برای استرس و 0/97 برای نمره کل گزارش کردند. در ایران نیز اعتبار این ابزار توسط صاحبی و همکاران در سال 1384 تأیید شد. همسانی درونی نسخه فارسی تقریباً با همسانی درونی نسخه اصلی برابر بود. زیرمقیاس افسردگی 0/81، زیرمقیاس اضطراب 0/73 و زیرمقیاس استرس 0/81 بود. همبستگی‌ها بین زیرمقیاس افسردگی و آزمون افسردگی بک 0/70، زیرمقیاس اضطراب و آزمون اضطراب زانگ 0/67 و زیرمقیاس استرس با آزمون تنیدگی ادراک‌شده 0/49 بودند [20, 21, 22, 23]. 
مقیاس رضایت از زندگی
این مقیاس توسط دینر و همکاران در سال 1985، به منظور اندازه‌گیری قضاوت کلی فرد از رضایت از زندگی که به طور نظری بر اساس مقایسه شرایط زندگی با استانداردهای از پیش تعیین‌شده، پیش‌بینی می‌شود، طراحی شده است. این مقیاس در ابتدا 48 سؤال داشت که بعد از تحلیل عاملی به 10 سؤال کاهش یافت. به خاطر شباهت معنایی بین 10 سؤال نسخه نهایی، تعداد سؤالات این مقیاس به 5 سؤال کاهش یافت. مقیاس پاسخ‌گویی به سؤالات مقیاس لیکرت 7‌درجه‌ای از کاملاً موافقم تا کاملاً مخالفم است. دینر و همکارانش پایایی بازآزمایی این مقیاس را با فاصله زمانی 2 ماه، 0/84 گزارش کردند. شیخی و همکاران در سال1390 ضریب همسانی درونی مقیاس را 0/85 و پایایی بازآزمایی آن را 0/77 به دست آوردند [24, 25].
یافته‌ها
از 390 نفر افراد نمونه، 207 نفر مرد (53 درصد) و 183 نفر زن (47 درصد) بودند. دامنه سنی افراد شرکت‌کننده 18 تا 50 سال بود و میانگین و انحراف معیار سن 5/32±24/77 بود. 89 درصد افراد نمونه مجرد و 11 درصد آن‌ها متأهل بودند. سطح تحصیلات آن‌ها به صورت زیر بود: 5/6 درصد دانشجوی مقطع کاردانی، درصد 52/6 دانشجوی کارشناسی، 35/4 درصد دانشجوی کارشناسی ارشد، 1/5 درصد پزشک عمومی و 4/9  درصد دانشجوی دکترای تخصصی.
آلفای کرونباخ برای زیرمقیاس‌های اهمال در تصمیم‌گیری، اهمال‌کاری رفتاری و به‌موقع بودن و برای نمره کل مقیاس اهمال‌کاری خالص به ترتیب 0/83، 0/90 و 0/85، 0/94 است که نشانگر همسانی درونی مطلوب است. همبستگی آزمون ـ بازآزمون برای زیرمقیاس‌های اهمال در تصمیم‌گیری، اهمال‌کاری رفتاری و به‌موقع بودن و برای نمره کل مقیاس اهمال‌کاری خالص 0/81، 0/80، 0/79 و 0/88 (P<0/001) به دست آمد.
برای ارزیابی روایی هم‌گرا، همبستگی مقیاس اهمال‌کاری خالص با مقیاس مشکلات تنظیم هیجان و مقیاس اضطراب و استرس-21 و همبستگی بین مقیاس اهمال‌کاری خالص و مقیاس رضایت از زندگی به عنوان شاخص روایی واگرا محاسبه شد. جدول شماره 1 ضرایب همبستگی بین مقیاس اهمال‌کاری خالص و زیرمقیاس‌هایش با نمرات مشکلات تنظیم هیجان ، افسردگی، اضطراب و استرس و رضایت از زندگی را نشان می‌دهد.


در مورد همبستگی بین نمره کل مقیاس اهمال‌کاری خالص با مقیاس‌های روایی هم‌گرا، بیشترین همبستگی بین مقیاس‌های مشکلات تنظیم هیجان و اهمال‌کاری خالص وجود داشت. تمامی همبستگی‌ها بین زیرمقیاس‌های اهمال‌کاری خالص با مشکلات تنظیم هیجان، افسردگی، اضطراب و استرس و رضایت از زندگی از نظر آماری معنادار است. 
تحلیل عاملی اکتشافی
شاخص کفایت نمونه‌گیری 0/946 و آزمون بارتلت 3576/708، P<0/0001 محاسبه شد. نمودار سنگریزه در تصویر شماره 1، عامل‌های با مقادیر ویژه بزرگ‌تر از یک ارزیابی شد و در تحلیل عاملی اکتشافی سازه  اهمال‌کاری خالص، 3 عامل اهمال در تصمیم‌گیری، اهمال‌کاری رفتاری و به‌موقع بودن استخراج شد.

این سه عامل پنهان به ترتیب 3/197، 2/551 و 2/413 مقدار ویژه را به خود اختصاص دادند و درمجموع 68/013 درصد کل واریانس سازه اهمال‌کاری خالص را تبیین کردند (جدول شماره 1). بارهای عاملی همه گویه‌ها بزرگ‌تر از 0/4 بود.
در بررسی همسانی درونی و قدرت تشخیص عبارت‌ها، همبستگی نمره هر عبارت با نمره کل مقیاس بررسی شد. نتایج نشان داد که همبستگی عبارت‌ها با کل مقیاس از 0/656 تا 0/847 در تغییر است.
آزمون تغییرناپذیری
به منظور تحلیل تغییر ناپذیری عاملی ساختار 3 عاملی اهمال‌کاری خالص، ابتدا یک الگوی اندازه‌گیری پایه بدون محدودیت‌های تساوی در 2 گروه ایجاد و آزمون شد. سپس، تغییرناپذیری اندازه‌گیری در 3  مرحله (مرحله اول با هدف تعیین تغییرناپذیری جنسی ساختار عاملی اهمال‌کاری خالص، مرحله دوم با هدف آزمون هم‌ارزی ساختار عاملی در بین سنین مختلف و مرحله سوم با هدف تعیین تغییرناپذیری وضعیت تأهل) آزمون شد. در مرحله اول، در یکی از طرح‌های تحلیل عاملی چند‌گروهی، دو گروه جنسی از طریق تساوی تمامی بارهای عاملی آزاد در دو گروه، محدود شدند. برازش این الگوی تحلیل عاملی چند‌گروهی خوب بود (جدول شماره 3). 


در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 که با هدف آزمون تفاوت بین مقادیر χ2 بین الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت محاسبه شده است. نتایج نشان می‌دهد که بارهای عاملی در دو گروه دانشجویان دختر و پسر مساوی بودند [11/215=P=0/261, (9)∆χ2]. 
در ادامه، دو گروه جنسی از طریق ایجاد تساوی در واریانس‌ها و کوواریانس‌های عاملی محدود شدند. در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 نشان می‌دهد که در الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت کوواریانس‌های ساختاری در دو جنس مساوی بودند [P=0/118، ‌‌21/642=(15)∆χ2]. درنهایت دو جنس از طریق تساوی در تمامی باقی‌مانده‌های اندازه‌گیری، محدود شدند. برازش این الگوی تحلیل عاملی چند‌گروهی خوب بود (جدول شماره 3). در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 نشان می‌دهد که در الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت، باقی‌مانده‌های اندازه‌گیری در دو جنس مساوی بودند [P=0/117، 35/922=(27)∆χ2].
در مرحله دوم، در یکی از طرح‌های تحلیل عاملی تأییدی چندگروهی، گروه‌های سنی مختلف از طریق تساوی تمامی بارهای عاملی آزاد در دو گروه محدود شدند. برازش این الگوی تحلیل عاملی چند‌گروهی خوب بود (جدول شماره 3). در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 با هدف آزمون تفاوت بین مقادیر χ2 بین الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت محاسبه شده. نتایج نشان می‌دهد که بارهای عاملی در دو گروه سنی مساوی بودند [‌P=0/448، 8/888=(9)∆χ2].
در ادامه، دو گروه سنی از طریق ایجاد تساوی در واریانس‌ها و کوواریانس‌های عاملی محدود شدند.
در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 نشان می‌دهد که در الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت، کوواریانس‌های ساختاری برای گروه‌های سنی مختلف در بین دانشجویان مساوی بودند [P=0/766، ‌‌10/804=(15)∆χ2]. درنهایت دو گروه سنی از طریق تساوی در تمامی باقی‌مانده‌های اندازه‌گیری، محدود شدند. برازش این الگوی تحلیل عاملی چند‌گروهی خوب بود (جدول شماره 3). در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 نشان می‌دهد که در الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت، باقی‌مانده‌های اندازه‌گیری برای گروه‌های سنی مختلف در بین دانشجویان مساوی بودند[P=0/804، ‌‌20/614=(27)∆χ2].
در مرحله سوم، در یکی از طرح‌های تحلیل عاملی تأییدی چندگروهی، گروه‌های وضعیت تأهل مختلف از طریق تساوی تمامی بارهای عاملی آزاد در دو گروه محدود شدند. برازش این الگوی تحلیل عاملی چند‌گروهی خوب بود (جدول شماره 3). در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 که با هدف آزمون تفاوت بین مقادیر χ2 بین الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت محاسبه شده نتایج نشان می‌دهد بارهای عاملی در دو گروه وضعیت تأهلی مساوی بودند [P=0/130 ،13/793 =(9) ∆χ2].
در ادامه، دو گروه وضعیت تأهلی از طریق ایجاد تساوی در واریانس‌ها و کوواریانس‌های عاملی محدود شدند. در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 نشان می‌دهد که در الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت، کوواریانس‌های ساختاری برای گروه‌های وضعیت تأهلی مختلف در بین دانشجویان مساوی بودند [P=0/269 ،17/867=(15)∆χ2]. درنهایت دو گروه وضعیت تأهلی از طریق تساوی در تمامی باقی‌مانده‌های اندازه‌گیری، محدود شدند. برازش این الگوی تحلیل عاملی چند‌گروهی خوب بود (جدول شماره 3). 
در جدول شماره 3، مقدار ∆χ2 نشان می‌دهد که در الگوی با محدودیت و الگوی بدون محدودیت، باقی‌مانده‌های اندازه‌گیری برای گروه‌های وضعیت تأهلی مختلف در بین دانشجویان مساوی بودند [P=0/069 ،38/616 =(27) ∆χ2].
بحث
هدف این مطالعه بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس خالص اهمال‌کاری بود تا پژوهشگران به یک مقیاس معتبر برای بررسی اهمال‌کاری در جمعیت فارسی‌زبان دسترسی داشته باشند. به این منظور، ساختار عاملی، روایی هم‌گرا و واگرا، همسانی درونی و پایایی بازآزمون این مقیاس مورد بررسی قرار گرفت. 
یافته‌ها نشانگر همسانی درونی بالای مقیاس و زیر‌مقیاس‌ها بودند. به طوری که ضریب آلفای کرونباخ برای زیرمقیاس‌های اهمال در تصمیم گیری، اهمال‌کاری رفتاری و به‌موقع بودن به ترتیب 0/83، 0/90 و 0/85بود. در نسخه فرانسوی نیز آلفای کرونباخ در دامنه 0/77 تا 0/90 و در نسخه کره‌ای آن آلفای کرونباخ 0/93 به دست آمده است. همان‌طور که دیده می‌شود محدوده آلفای کرونباخ به‌دست‌آمده مشابه نسخه‌های دیگر است [26 ،14 ،12]. 
نتایج EFA نشان‌دهنده این بود که داده‌ها از مدل 3عاملی تبعیت می‌کنند که در تناقض با نتایج نسخه فرانسوی این پرسش‌نامه است که حاکی از 2عاملی بودن این مقیاس است. تأخیر داوطلبانه بیانگر به تعویق انداختن داوطلبانه اعمال و تصمیمات است و تأخیر مشاهده‌شده مربوط به کمبود وقت، انجام ندادن به موقع کارها یا ناتوانی در رسیدن به موعد مقرر است که لزوماً مفهوم تأخیر داوطلبانه را نشان نمی‌دهد. از سوی دیگر، نتایج هم‌راستا با مطالعه اسوارتدال و همکاران است که در آن ساختار عاملی اهمال‌کاری خالص را در 6 کشور مختلف مورد سنجش قرار داده بودند که حاکی از سه عاملی بودن این پرسش‌نامه است [15]. در کل، نتایج نشان دادند که نسخه 12‌آیتمی فارسی اهمال‌کاری خالص شامل 3 عامل است: اهمال در تصمیم‌گیری که به معنای به تأخیر انداختن غیرمنطقی تصمیم‌گیری است؛ اهمال‌کاری رفتاری که به معنی تاخیر داوطلبانه فعالیت هاست و به‌ موقع بودن که به معنای عدم توانایی در اتمام کارها در موعد مقرر است. این 3 عامل ریشه در مقیاس‌هایی دارند که آیتم‌های اهمال‌کاری خالص از آن‌ها گرفته شده است. یعنی مقیاس اهمال‌کاری بزرگسالان، پرسش‌نامه اهمال‌کاری در تصمیم‌گیری، مقیاس اهمال‌کاری عمومی است [11]. نتایجی که نشان‌دهنده ساختار 3عاملی است، با گمانه‌زنی‌های ابتدایی که اهمال‌کاری یک سازه چند‌عدی است، هم‌خوانی دارد [27]. 
بررسی روایی هم‌گرای اهمال‌کاری خالص نشان داد که ارتباط معناداری بین نمره کلی اهمال‌کاری خالص و زیرمقیاس‌های آن با نمرات پرسش‌نامه‌های مشکل در تنظیم هیجان، اضطراب، افسردگی و استرس وجود داشت. به طور کلی، نتایج نمایانگر روایی بالای اهمال‌کاری خالص بودند. بیشترین همبستگی بین نمرات مشکلات تنظیم هیجان و اهمال‌کاری خالص وجود داشت که هم‌راستا با مطالعات پیشین بوده که نشان دادند هیجان‌های منفی، پیشایندهای اهمال‌کاری هستند [29 ،28 ،1]. همچنین، مطالعات در زمینه استرس تحصیلی و کاری نشان داده‌اند که استرس، همبستگی مثبت معناداری با اهمال‌کاری دارد، به عبارتی استرس پیش‌بینی‌کننده اهمال‌کاری است [30 ,31, 32]. در رابطه با اضطراب و افسردگی نیز مطالعات نشان می‌دهند که سطوح بالای افسردگی و اضطراب با سطوح بالاتری از اهمال‌کاری همراه هستند که همسو با نتایج مطالعه است [33, 34]. همچنین  همبستگی مثبت معناداری بین اهمال‌کاری و ناتنظیمی هیجان وجود دارد و مطالعات انجام‌گرفته در این زمینه نشان داده که بهبود مهارت‌های تنظیم هیجان می‌تواند اهمال‌کاری را کاهش دهد، به طوری که توانایی تنظیم هیجان‌های آزارنده را اصلاح و تحملشان را امکان‌پذیر می‌‌کند که متعاقباً اهمال‌کاری را کاهش می‌دهد [35, 36]. 
همان‌طور که انتظار می‌رفت، همبستگی معنادار منفی بین مقیاس رضایت از زندگی و اهمال‌کاری وجود داشت که نشان‌دهنده آن است که پرسش‌نامه‌های اهمال‌کاری خالص و رضایت از زندگی سازه‌های متضاد هم را اندازه می‌گیرند. این یافته نیز با مطالعات قبلی هم‌خوان است [12 ،10] که اهمال‌کاری با افسردگی، اضطراب و استرس مرتبط بوده که به نوبه خود رضایت از زندگی را کاهش می‌دهد، خصوصاً در حیطه شغل و درآمد [10]. 
نهایتاً همانند سایر مطالعات، این پژوهش نیز محدودیت‌هایی دارد. یکی از محدودیت‌های این پژوهش، مطالعه بر روی دانشجویان است. جمعیت دانشجویی دارای نرخ بالاتری از افسردگی، اضطراب و استرس است و نرخ اهمال‌کاری نیز در دانشجویان بالاتر است. علاوه بر این، میانگین سنی نمونه تقریباً جوان بود (5/32±24/77) و بنابراین، در تعمیم داده‌ها باید با احتیاط عمل کرد. 
نتیجه‌گیری
در جمع بندی نهایی، یافته‌های این پژوهش نشان داد که نسخه فارسی مقیاس اهمال‌کاری خالص، دارای روایی و پایایی مطلوب است و می‌توان از آن برای مطالعاتی که به ارزیابی اهمال‌کاری می‌پردازند در جمعیت ایرانی استفاده کرد.
از آنجایی که مطالعه بر روی دانشجویان انجام شده است و شرایط بالینی آن‌ها مورد ارزیابی قرار نگرفته است، پیشنهاد می‌شود یک مطالعه هنجاریابی بر روی جمعیت بالینی انجام شود و تفاوت‌های آن با نمونه غیربالینی مشاهده شود. در آن صورت می‌توان حداقل تفاوت مهم از نظر بالینی را نیز به دست آورد، که یکی از ویژگی‌های ارزشمند هر پرسش‌نامه مربوط به سلامت است. 

ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این مطالعه، گزارش قسمتی از یافته‌های مطالعه «‌تحلیل الگوی ساختاری اهمال‌کاری بر اساس سازه‌های فراتشخیصی» مصوب در معاونت پژوهشی دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان (انستیتو روان‌پزشکی تهران) دانشگاه علوم‌پزشکی ایران، با کد اخلاق IR.IUMS.REC.1397.647 می‌باشد. 

حامی مالی
معاونت پژوهشی دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان (انستیتو روان‌پزشکی تهران) دانشگاه علوم‌پزشکی ایران.

مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی، تهیه پیش‌نویس اولیه، گردآوری داده‌ها و تحلیل داده‌ها: لیلی جمیل، سمیه ضمیری‌نژاد؛ مدیریت و نظارت پروژه: احمد عاشوری؛ بررسی و تایید نسخه نهایی: همه نویسندگان.

تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان این مقاله تعارض منافع ندارد. 

تشکر و قدردانی
نویسندگان این مقاله از کارکنان دانشگاه علوم پزشکی ایران، دانشگاه تهران و دانشگاه آزاد اسلامی تهران تشکر و قدردانی می‌کنند. این کار بدون همکاری آن‌ها به مرحله اجرا نمی‌رسید.
 

References
1.Steel P. The nature of procrastination: A meta-analytic and theoretical review of quintessential self-regulatory failure. Psychological Bulletin. 2007; 133(1):65-94. [DOI:10.1037/0033-2909.133.1.65] [PMID]
2.Klingsieck KB. Procrastination in different life-domains: Is procrastination domain specific? Current Psychology. 2013; 32(2):175-85. [DOI:10.1007/s12144-013-9171-8]
3.Pychyl TA, Flett GL. Procrastination and self-regulatory failure: An introduction to the special issue. Journal of Rational-Emotive & Cognitive-Behavior Therapy . 2012; 30: 203-12. [DOI:10.1007/s10942-012-0149-5]
4.Dewitte S, Schouwenburg HC. Procrastination, temptations, and incentives: The struggle between the present and the future in procrastinators and the punctual. European Journal of Personality. 2002; 16(6):469-89. [DOI:10.1002/per.461]
5.Mehrabian A. Beyond IQ: Broad-based measurement of individual success potential or” emotional intelligence”. Genetic, Social, and General Psychology Monographs. 2000; 126(2):133-239. [PMID]
6.Sirois F. “I’ll look after my health, later”: a replication and extension of the procrastination-health model with community-dwelling adults. Personality and individual differences. 2007; 43(1):15-26. [DOI:10.1016/j.paid.2006.11.003]
7.Van Eerde W. A meta-analytically derived nomological network of procrastination. Personality and Individual Differences. 2003; 35(6):1401-18. [DOI:10.1016/S0191-8869(02)00358-6]
8.Sirois FM, Tosti N. Lost in the moment? An investigation of procrastination, mindfulness, and well-being. Journal of Rational-Emotive & Cognitive-Behavior Therapy. 2012; 30(4):237-48. [DOI:10.1007/s10942-012-0151-y]
9.Rozental A, Carlbring P. Understanding and treating procrastination: A review of a common self-regulatory failure. Psychology. 2014; 5(13):1488. [DOI:10.4236/psych.2014.513160]
10.Beutel ME, Klein EM, Aufenanger S, Brähler E, Dreier M, Müller KW, et al. Procrastination, distress and life satisfaction across the age range-a German representative community study. PloS One. 2016; 11(2):e0148054. [DOI:10.1371/journal.pone.0148054] [PMID] [PMCID]
11.Steel P. Arousal, avoidant and decisional procrastinators: Do they exist? Personality and Individual Differences. 2010; 48(8):926-34. [DOI:10.1016/j.paid.2010.02.025]
12.Rebetez MML, Rochat L, Gay P, Van der Linden M. Validation of a French version of the pure procrastination scale (PPS). Comprehensive Psychiatry. 2014; 55(6):1442-7. [DOI:10.1016/j.comppsych.2014.04.024] [PMID]
13.Rozental A, Forsell E, Svensson A, Forsström D, Andersson G, Carlbring P. Psychometric evaluation of the Swedish version of the pure procrastination scale, the irrational procrastination scale, and the susceptibility to temptation scale in a clinical population. BMC Psychology. 2014; 2(1):54. [DOI:10.1186/s40359-014-0054-z] [PMID] [PMCID]
14.Svartdal F. Measuring procrastination: Psychometric properties of the Norwegian versions of the irrational procrastination scale (IPS) and the pure procrastination scale (PPS). Scandinavian Journal of Educational Research. 2015; 61(1):18-30. [DOI:10.1080/00313831.2015.1066439]
15.Svartdal F, Pfuhl G, Nordby K, Foschi G, Klingsieck KB, Rozental A, et al. On the measurement of procrastination: Comparing two scales in six European countries. Frontiers in Psychology. 2016; 7:1307. [DOI:10.3389/fpsyg.2016.01307] [PMID] [PMCID]
16.Mundfrom DJ, Shaw DG, Ke TL. Minimum sample size recommendations for conducting factor analyses. International Journal of Testing. 2005; 5(2):159-68. [DOI:10.1207/s15327574ijt0502_4]
17.Svartdal F, Steel P. Irrational delay revisited: Examining five procrastination scales in a global sample. Frontiers in Psychology. 2017; 8:1927. [PMID] [DOI:10.3389/fpsyg.2017.01927]
18.Gratz KL, Roemer L. Multidimensional assessment of emotion regulation and dysregulation: Development, factor structure, and initial validation of the difficulties in emotion regulation scale. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. 2004; 26(1):41-54. [DOI:10.1023/B:JOBA.0000007455.08539.94]
19.Asgari P, Pasha GR, Aminian M. [Relationship between emotion regulation, daily hassles and body image with eating disorders in women (Persian)]. Journal of Thought & Behavior in Clinical Psychology. 2009; 4(13):65-78. https://www.sid.ir/En/Journal/ViewPaper.aspx?ID=198222
20.Lovibond PF, Lovibond SH. The structure of negative emotional states: Comparison of the depression anxiety stress scales (DASS) with the beck depression and anxiety inventories. Behaviour Research and Therapy. 1995; 33(3):335-43 [DOI:10.1016/0005-7967(94)00075-U]
21.Antony MM, Bieling PJ, Cox BJ, Enns MW, Swinson RP. Psychometric properties of the 42-item and 21-item versions of the depression anxiety stress scales in clinical groups and a community sample. Psychological Assessment. 1998; 10(2): 176-81. [DOI:10.1037/1040-3590.10.2.176]
22.Crawford JR, Henry JD. The depression anxiety stress scales (DASS): Normative data and latent structure in a large non-clinical sample. British Journal of Clinical Psychology. 2003; 42(2):111-31. [DOI:10.1348/014466503321903544] [PMID]
23.Sahebi A, Asghari MJ, Salari R. [Validation of depression anxiety and stress scale (DASS-21) for an Iranian population (Persian)]. Journal of Developmental Psychology. 2005: 1(4):36-54. http://jip.azad.ac.ir/article_512443_en.html
24.Diener ED, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. The satisfaction with life scale. Journal of Personality Assessment. 1985; 49(1):71-5. [DOI:10.1207/s15327752jpa4901_13] [PMID]
25.Sheikhi M, Ali HH, Ahadi H, Sepah MM. [Psychometric properties of satisfaction with life scale (Persian)]. Journal of Thought & Behavior in Clinical Psychology. 2011; 5(19):15-26. https://www.sid.ir/en/journal/ViewPaper.aspx?id=208279
26.Kim H, Kim H, Lee WK, Han S, Carlbring P, Rozental A. Assessing procrastination in Korean: A study of the translation and validation of the pure procrastination scale and a reexamination of the irrational procrastination scale in a student and community sample. Cogent Psychology. 2020; 7(1):1809844. [DOI:10.1080/23311908.2020.1809844]
27.Diaz-Morales JF, Ferrari JR, Diaz K, Argumedo D. Factorial structure of three procrastination scales with a Spanish adult population. European Journal of Psychological Assessment. 2006; 22(2):132-7. [DOI:10.1027/1015-5759.22.2.132]
28.Tice DM, Bratslavsky E, Baumeister RF. Emotional distress regulation takes precedence over impulse control: If you feel bad, do it! Journal of Personality and Social Psychology. 2001; 80(1):53. [DOI:10.1037/0022-3514.80.1.53] [PMID]
29.Wohl MJ, Pychyl TA, Bennett SH. I forgive myself, now i can study: How self-forgiveness for procrastinating can reduce future procrastination. Personality and Individual Differences. 2010; 48(7):803-8. [DOI:10.1016/j.paid.2010.01.029]
30.Ashraf M, Malik JA, Musharraf S. Academic stress predicted by academic procrastination among young adults: Moderating role of peer influence resistance. Journal of Liaquat University of Medical & Health Sciences. 2019; 18(01):65-70. [DOI:10.22442/jlumhs.191810603]
31.Utami Md, Arbiansyah TP, Hidayati Yn. Influence of stress and self regulated learning on academic procrastination. European Journal of Education Studies. 2020; 7(7). [DOI:10.46827/ejes.v7i7.3246]
32.Munjal S, Mishra R. Associative impact of personality orientation and levels of stress on procrastination in middle-level managers. Indian Journal of Public Administration. 2019; 65(1):53-70. [DOI:10.1177/0019556118820456]
33.Kınık Ö, Odacı H. Effects of dysfunctional attitudes and depression on academic procrastination: Does self-esteem have a mediating role? British Journal of Guidance & Counselling. 2020; 48(5):638-49. [DOI:10.1080/03069885.2020.1780564]
34.Yang Z, Asbury K, Griffiths MD. An exploration of problematic smartphone use among Chinese university students: Associations with academic anxiety, academic procrastination, self-regulation and subjective wellbeing. International Journal of Mental Health and Addiction. 2019; 17(3):596-614. [DOI:10.1007/s11469-018-9961-1]
35.Eckert M, Ebert DD, Lehr D, Sieland B, Berking M. Overcome procrastination: Enhancing emotion regulation skills reduce procrastination. Learning and Individual Differences. 2016; 52:10-8. [DOI:10.1016/j.lindif.2016.10.001]
36.Pychyl TA, Sirois FM. Procrastination, emotion regulation, and well-being. In Procrastination, Health, and Well-Being. 2016; 163-88. [DOI:10.1016/B978-0-12-802862-9.00008-6]