无聊是一种想要但无法从事令人满意的活动的厌恶状态，它由两个心理成分支撑——欲望束缚和空闲的心灵（Eastwood & Gorelik，2019）。也就是说，无聊的特点是想做某事，但不想做任何可以做的事情，这使得头脑闲置，认知能力未得到充分利用。无聊就是努力参与代理行动（Eastwood & Gorelik，2022）。当无聊时，我们并不是在创作自己的生活，也不是在从事源自并表达我们的能力和欲望的活动。或者，也可以说，当无聊时，一个人就无法形成、行动和实现自己的目标。

无聊不仅是由无聊的情况（例如，单调、约束、不匹配的挑战、贬低的活动；Danckert & Eastwood，2020）引起的，而且是由内部心理因素或个体差异引起的。这一概念与早期关于两种无聊的理论是一致的：一种是由外部环境条件引起的，另一种是由内部因素引起的——来自内部的无聊（Bernstein，1975；Neu，1998；Todman，2003）。多个理论家已经做出了这种区分。例如，Neu（1998）提出存在“反应性”（即对外部物体或情况的反应）和“内源性”无聊（即由人的某些特征引起）。相似地，伯恩斯坦（Bernstein，1975）认为，存在“反应性无聊”——由情境引起的短期、短暂的无聊，和“慢性无聊”，它们之间的区别在于原因（即无聊是否由情境引起） /环境，或人的内部特征；Bernstein，1975）。最后，托德曼（Todman，2003）区分了“依赖情境”和“与情境无关”的无聊。最近的研究表明，无论情况如何，心理因素甚至可能使某些人容易感到无聊（Mercer-Lynn 等，2014）。

被认为导致无聊的内部心理因素被分为五类（Danckert & Eastwood，2020）。认知因素包括注意力能力差和执行功能障碍（例如，Gerritsen et al., 2014；A. Hunter & Eastwood, 2018；Kass et al., 2001 , 2003；Malkovsky et al., 2012）。动机因素包括外在动机（即为了外部奖励而做事）和最大限度地减少痛苦或最大化快乐的强烈需要（例如，Mercer-Lynn 等人，2014 年；Mercer-Lynn、Flora 等人，2013 年） ;Mercer-Lynn、Hunter 和 Eastwood，2013）。意志或自我调节因素包括自我控制能力差（例如，Isacescu & Danckert，2018；Struk 等，2016）、偏爱“做正确的事”而不是继续行动（Mugon 等，2018）），以及状态而非行动导向（即倾向于关注自己对现在、过去或未来的想法和情感而不是采取行动；Blunt & Pychyl, 1998）。情绪因素包括难以识别情绪（例如，Eastwood 等人，2007 年；Harris，2000 年；Mercer-Lynn、Flora 等人，2013 年；Mercer-Lynn，Flora 等人，2013 年）。Mercer-Lynn、Hunter 和 Eastwood，2013）、情绪无意识（Bernstein，1975）、经验性回避（例如Mercer-Lynn、Flora 等人，2013）以及无意义感（例如Fahlman 等人， 2009；McLeod 和 Vodanovich，1991；Melton 和 Schulenberg，2007；van Tilburg 和 Igou，2012）。最后，生理因素包括非最佳唤醒和低水平的警觉性（例如，Barmack，1938；Hamilton，1981；O'Hanlon，1981；Zuckerman，1979）。

因此，虽然无聊可能是短暂的并且是由具体情况决定的，但有些人比其他人更容易感到无聊。这一观察结果引发了“无聊倾向”的概念（这里指特质无聊；Farmer & Sundberg，1986）。大量研究表明，特质无聊在幸福感中发挥着重要作用。它与一系列临床、心理和社会问题有关（例如，Danckert & Eastwood, 2020；Fahlman et al., 2013；Goldberg et al., 2011；Li et al., 2021；Mercer & Eastwood, 2010））。研究甚至表明，与其他潜在的混杂变量相比，特质无聊可以独特地预测一些心理社会问题，例如抑郁和愤怒（Mercer-Lynn、Hunter 和 Eastwood，2013），这表明特质无聊的独特相关性并强调了重要性理解无聊特质。

大多数关于特质无聊的研究都使用两种自我报告测量：无聊敏感性量表（ZBS；Zuckerman 等人，1978）和无聊倾向量表（BPS），后者是使用最广泛的工具（Farmer＆Sundberg，1986）；沃达诺维奇和瓦特，2016）。然而值得注意的是，ZBS 和 BPS 与不同的社会心理变量相关，因此被认为可以衡量特质无聊的不同结构或类型（Mercer-Lynn、Flora 等，2013）。

ZBS 旨在衡量“对任何类型的重复性经历、例行公事、沉闷无趣的人的厌恶，以及在无法摆脱恒定性的情况下的极度不安”（Zuckerman，1979，第 103 页）。它是感觉寻求量表的一个子量表，被认为是感觉寻求一般结构的一部分（Zuckerman，1979）。它与低水平的神经质和经验性回避、运动冲动增加（即不经深思熟虑地行动）、对奖励的敏感性增加、对惩罚的敏感性降低以及问题赌博行为和饮酒增加有关（Mercer-Lynn、Flora 等）等，2013）。然而，ZBS 一直被证明存在内部一致性可靠性较低的问题，其值范围为 0.52 到 0.65（请参阅Vodanovich & Watt，2016 年的评论）。

BPS 旨在衡量经历无聊的倾向，更具体地捕捉“一个人在许多情境维度上与环境的联系，以及获取适应性资源和实现能力的能力”（Farmer & Sundberg，1986，第 10 页） ）。与 ZBS 不同，BPS 与高度神经质和体验性回避、注意力和非计划性冲动增加以及情绪意识降低有关。它还与焦虑、抑郁、烦躁不安和情绪化饮食有关（Mercer-Lynn, Flora, et al., 2013）。自开发以来，BPS 一直存在一些心理测量问题。它最初是一个包含 28 项的真-假格式的量表，尽管目前大多数研究人员使用 7 点 Likert 型量表，范围从“非常不同意”到“高度同意”（Farmer & Sundberg，1986；Vodanovich & Watt） ，2016）。最初的 BPS 似乎是一个多因素量表，涉及多个因素或子量表，在不同的研究中不一致（Ahmed，1990；Struk 等，2017；Vodanovich & Kass，1990）。具体来说，之前的研究表明有两到五个因素（参见Vodanovich & Watt，2016 年的综述）。斯特鲁克等人。(2017)表明之前 BPS 因子结构中的不一致主要是由于反向评分项目造成的，修改这些项目将产生单因子量表（Struk 等，2017）。在他们的研究中，作者将 28 项 BPS 减少到由一个因素组成的 8 项量表（Struk 等，2017）。八项单因素量表似乎在心理测量方面表现最佳，并且是目前最常用的 BPS 版本，尽管 28 项版本也仍在使用。

尽管其因子结构更强，但八项 BPS（短 BPS 或 SBPS）最近被证明缺乏有效性（Gana 等人，2019）。加纳等人。(2019)发现 SBPS 分数中 64% 的方差无法解释（误差方差），8% 是由于状态无聊造成的，只有 28% 是由于特质无聊造成的。由于 SBPS 中的大部分方差都无法由特质成分来解释，这一发现让人怀疑该量表是否真正评估了特质无聊（Gana 等人，2019）。

除了测量方面的问题之外，人们越来越认识到特质无聊还受到概念模糊的影响（Gana et al., 2019；A. Hunter et al., 2016；Vodanovich & Watt, 2016），包括缺乏特质无聊感。就“高水平特质无聊”的定义和理解达成一致。为了纠正这些问题，人们付出了更多的努力，并且文献中提出了特质无聊的几种表征（A. Hunter 等，2016；Mercer-Lynn 等，2014；Tam 等，2021）。根据A. Hunter 等人的说法。(2016)例如，特质无聊可以定义为频繁的、强烈的、长期的、令人痛苦的无聊状态体验，或者难以忍受或减少无聊。它也可以根据在特定情况/环境或更普遍的情况下经历无聊的倾向来定义。或者，特质无聊可以被概念化为无聊的心理原因的某种组合（另见Bernstein，1975；Neu，1998；Todman，2003）。
最近，Tam 等人。（2021），研究了特质无聊的三个特征——状态无聊的频率、状态无聊的强度和感知生活无聊（即对一个人的生活总体上无聊的评估）——以评估哪一个最接近地代表了所测量的内容BPS。他们发现，感知到的生活无聊与 BPS 的相关性最强，并重现了 BPS 与性格、生活满意度、抑郁、焦虑和压力之间的关联。他们得出的结论是，通过 BPS 测量的特质无聊可以被认为代表了感知的生活无聊（Tam et al., 2021）。然而，作者指出，尽管他们的发现“有助于阐明无聊倾向的特征，但并未解决 (BPS) 量表的心理测量局限性”（Tam 等人，2021 年，第 842 页）。此外，他们呼吁在测量之外进行更多的理论工作来理解特质无聊的构造（Tam et al., 2021）。

值得注意的是，现有的特质无聊衡量标准是在对状态无聊的理论理解和验证衡量标准之前制定的。因此，他们的项目并不是基于对国家无聊的最新了解；具体来说，无聊的潜在机制、原因和相关性。这是现有措施的一个重大限制。正如其他人（例如，A. Hunter 等人，2016）所建议的那样，特质无聊的概念化和测量需要以对状态无聊的新兴理解为基础。

目前的研究
在目前的工作中，我们开始开发一种新的特质无聊自我报告测量方法，该测量方法以理论为基础，并表现出强大的心理测量特性。首先，我们提出特质无聊的定义。其次，我们记录了细化项目的过程，以达到具有可接受的模型拟合的可靠规模。第三，我们提供数据来支持这种新的特质无聊自我报告测量方法（称为特质无聊量表（TBS））的收敛和预测有效性。

无聊特质模型
基于过去的提案（Farmer & Sundberg，1986；A. Hunter 等人，2016；Tam 等人，2021））我们提出的特质无聊定义由两部分组成；也就是说，我们认为，高度特质无聊意味着一个人经常经历状态无聊，并且一个人至少拥有一些被认为导致状态无聊的心理因素（个体差异）。因此，我们建议根据无聊状态的频率和原因来定义特质无聊。第一个组成部分——经常经历无聊——可以通过自我报告直接测量，第二个组成部分——拥有被认为导致状态无聊的心理因素——建立了一个法则网络，用于证明自我报告测量特质无聊的有效性。通过以这种方式定义特质无聊，我们可以借鉴现有的与状态无聊相关的实证研究和理论；尤其，建立在我们对状态无聊的心理原因的理解之上。在这一点上，我们选择优先考虑状态无聊的频率，而不是状态的其他品质，例如普遍性、持续时间、强度和容忍度。然而，在我们看来，如果后续的工作表明状态的这些其他品质可以与频率分开测量，那么应该考虑将它们纳入未来的定义和特质无聊的测量中。

鉴于我们对特质无聊的定义包括对假定的心理原因存在的承诺，我们试图将现有的关于状态无聊的各种原因的研究整合到对无聊的心理原因的单一、连贯和总体的阐述中。总之，我们建议上面回顾的各种心理原因——认知、动机、意志/自我调节、情感和生理——可以用一个单一的总体结构有效地表示：代理（Danckert＆Eastwood，2020；Eastwood＆Gorelik， 2019 , 2022）。例如，就认知因素而言，无法保持注意力的人可能难以保持认知投入并完成任务，从而使他们的思想闲置。就动机因素而言，强烈需要减少痛苦的人可能在做出选择和实现目标时遇到困难，因为他们可能认为许多事情可能是痛苦/可怕的，因此倾向于采取回避行为。然而，强烈需要最大化快乐的人可能会发现自己无法完成没有足够回报的任务，因此可能难以执行目标。从意志因素来看，那些更喜欢“做正确的事”而不是继续行动和“只管去做”的人可能很难做出选择——他们可能更关心是否有更好的行动方针可以采取，以及他们的选择是否可行。是“正确”的，导致完全行动失败。同样，那些无法识别自己情绪的人，或者倾向于完全避免情绪的人，将很难决定什么对他们来说是重要的，因此很难形成目标/意图。同样，感觉生活毫无意义会耗尽世界的意义和可能的行动目标。最后，长期警觉性较低的人可能很难在手头的活动中保持认知参与，并且需要强烈刺激的环境来实现目标。

我们认为，具有高特质无聊感的人长期缺乏能动性。能动性是指人们影响其生活进程的能力——他们形成、执行和贯彻目标的能力。长期缺乏能动性使得实现意图、执行和坚持活动以实现预期目标变得困难，从而导致经常感到无聊。因此，特质无聊可以说是由长期缺乏能动性造成的。
需要明确的是，我们并不是说缺乏能动性是无聊的新原因。相反，我们将其视为组织有关无聊原因的现有文献的总体框架。特质无聊与长期缺乏能动性有关的想法并不新鲜。过去的研究支持这样的观点：特质无聊与能动性减弱有关。例如，Bargdill (2000)对经历长期无聊的参与者进行了一项定性研究。他们报告说很难实现他们的目标，并有意识地认为这主要是由于外部力量/超出他们的控制（Bargdill，2000）。此外，特质无聊与与代理相关的结构（包括控制点）呈负相关。JP Hunter & Csikszentmihalyi, 2003）、自信（Tolor, 1989）、自我实现（McLeod & Vodanovich, 1991）以及自我控制或自我调节（Mugon et al., 2018）。

Bandura (1997)认为人们努力控制影响他们生活的事件。他认为能动性反映了根据塑造个人生活环境的选择采取行动的能力。因此，他提出了代理的四个核心属性——意向性、深思熟虑、自我反应性和自我反思性——并认为要成为代理，一个人需要具备这四个属性。意向性是指做出选择或决定一个人想要做什么。深谋远虑是​​指通过思考或展望未来来设定目标并激励自己。通过自我反应，班杜拉 (1997)意味着自我调节的能力；换句话说，激励和规范目标导向行动的执行。最后，自我反思是指反思一个人的思想或行为以及一个人追求的意义，并根据需要进行调整的能力——自我意识（Bandura，1997）。尽管这些属性是不同的，但在某些方面它们也与模糊边界相关。例如，调节一个人行为的执行（自我反应性）的一部分可能涉及思考和想象未来事件（远见）。

我们认为，特质无聊的人在班杜拉提出的所有四个领域都存在长期困难，这导致了频繁的状态无聊。因此，我们将“代理”一词的使用固定在阿尔伯特·班杜拉（Albert Bandura，2006）的模型中，该模型为理解特质无聊者的核心困难提供了一个框架。事实上，在之前的研究中发现的导致无聊的心理因素（个体差异）可以大致映射到班杜拉的代理的四个组成部分。例如，注意力问题被认为是状态无聊的一个原因，并且与特质无聊相关（例如，Gerritsen 等人，2014；A. Hunter 和 Eastwood，2018；Kass 等人，2001，2003；A. Hunter 和 Eastwood， 2018 ）。马尔科夫斯基等人，2012）。使用班杜拉的代理框架，注意力问题可以被描述为自我反应的困难——调节目标或计划的执行。同样，对最大化快乐的强烈需求可以被描述为意向性困难——强烈需要寻求奖励的个人可能会发现很少有足够奖励的选择来激励行动（Mercer-Lynn et al., 2014；Mercer-Lynn, Flora,等人，2013 年；Mercer-Lynn、Hunter 和 Eastwood，2013 年）。另一个例子，述情障碍（与无聊有关；Eastwood et al., 2007；Harris, 2000；Mercer-Lynn, Flora, et al., 2013；Mercer-Lynn、Hunter 和 Eastwood，2013）可以被认为是自我意识（自我反思）领域的一个难题。无意义感（例如，van Tilburg & Igou，2012）可以被描述为深思熟虑和意向性方面的困难，因此不可能设想个人选择甚至很重要的未来。最后，意志力（例如，Gerritsen et al., 2015）可以被描述为执行目标导向追求的困难，即自我反应。

总之，我们提出了一个特质无聊的理论模型，它由两个关键组成部分组成：经常经历状态无聊和长期的代理困难。在下一节中，我们开发了一个量表，用于衡量国家无聊的频率，与各种代理指标相关，并预测未来的国家无聊事件。
心理测量发展、收敛和预测有效性
TBS 的量表项目最初是通过从多维状态无聊量表（MSBS；Fahlman 等，2013）创建项目的特征版本而派生的，这是测量状态无聊的可靠且有效的工具（Alda 等，2015；Baratta 和 Spence，2015；Craparo 等，2017；Goldberg 等，2011；JA Hunter 等，2016；Liu 等，2013；Mercer-Lynn 等，2014；Ng 等，2015；Oxtoby 等人，2018）。

之前的两项研究已经探讨了 TBS 的 10 项初步版本（Britton，2018；Gerritsen 等人，2014）。这些研究表明，TBS 项目具有良好的信度和效度（与 BPS 和 ZBS 以及自我报告的注意力不集中测量相关，Gerritsen 等人，2014 年；以及低接近动机，Britton，2018 年）。
我们首先在Gerritsen 等人 (2014)引入的初步 10 项 TBS 中添加 5 项。我们还修订了 3 个被认为措辞不佳的现有项目（Willis & Lessler，1999）。接下来，使用多个数据集1（参见表1），我们减少了 15 项 TBS，得出一个简短的一维量表，用于衡量经常感到无聊的倾向。我们还试图使用特质状态场合 (TSO) 分析来评估 TBS 分数的稳定性，证明其与代理的相关性并评估其预测有效性。

数据集1
数据集 1 检查了 15 项 TBS（N = 476，年龄范围：18-88 岁，M年龄= 48.62，SD 年龄=16.18）。删除了四个项目 – 两个偏度较高的项目（0.73 和 0.74），以及两个校正项目-总相关性较低的项目（0.60 和 0.66）。对11项TBS的单因素模型进行了验证性因素分析。拟合指数表明，11 项 TBS 的模型拟合相对较差，稳健 CFI = .943，稳健 TLI = .928，稳健 RMSEA = .104，稳健 SRMR = .038。使用系数 Omega 评估的可靠性为 0.95。我们检查了修改指数，以更好地了解相对较差的拟合情况。项目 2b 和 9 的指数最高（MI= 100.493），表明如果项目 2b 和 9 的误差相关，模型的拟合度将会提高。这两个项目分别提出两个问题（即感觉“被迫”或“卡住”以及“没有价值”或“无意义”），使它们可能令人困惑。

数据集2
数据集 2 检查了 9 项 TBS（N = 572，年龄范围：16-57，M年龄= 20.47，SD = 4.13）。由于偏斜度较高 (–.75)，一项已从量表中删除。对8项TBS的单因素模型进行了验证性因素分析。拟合指数表明，8 项 TBS 的模型拟合相对较差，稳健 CFI = .925，稳健 TLI = .896，稳健 RMSEA = .112，稳健 SRMR = .047。使用系数 Omega 评估的可靠性为 0.89。
数据集3
在此分析中，我们重新检查了新数据集中的 8 项 TBS，以识别可以删除的较弱项以改善模型拟合（N = 491，年龄范围：17-38，M年龄= 19.63，SD = 3.06） 。一项因倾斜度较高而被删除 (–.67)。然后对 7 项 TBS 的单因素模型进行验证性因素分析。拟合指数表明模型对于 7 项 TBS 拟合良好，稳健 CFI = .97，稳健 TLI = .95，稳健 RMSEA = .072，稳健 SRMR = .035。因子载荷很强，范围为 0.63 至 0.73。使用系数 Omega 评估的可靠性为 0.85。

数据集4
在此分析中，我们重新检查了新数据集中的 7 项 TBS。此外，鉴于之前的工作表明 BPS 的特征方差很小，但误差方差很大（Gana 等人，2019），我们试图将 TBS 分数的方差划分为状态、特征和误差分量来评估稳定性（即，排序一致性）2，从而使用纵向设计和特质状态场合（TSO）模型分析量表的有效性（Cole 等，2005）。

接下来，我们旨在通过探索 TBS 与直接代理措施的关联来验证 TBS。我们还研究了 TBS 与社会愿望衡量标准之间的相关性，以确定 TBS 的反应不会因社会愿望而产生过度偏差。

主观个人代理量表，衡量一个人对自己做出有目的选择的能力的看法（Yamaguchi et al., 2020），以及代理感量表，衡量“个人对作为代理人的信念，即普遍经历控制的感觉”一个人的身体、思想和周围环境”（Tapal et al., 2017 , p. 7），预计都与特质无聊呈负相关，因此高水平的特质无聊与较低水平的代理水平有关。秤。Avolition 量表（Gerritsen 等人，2015）评估了启动和坚持以目标为导向的活动的能力，我们预计特质无聊与较高水平的意愿相关，反映了班杜拉（1997）模型中较低水平的意向性。
此外，使用工作偏好量表（Robinson et al., 2014），我们预测特质无聊与外在动机呈正相关，与内在动机呈负相关。自我决定理论（Ryan & Deci，2000）提出了一种更加差异化的动机连续体。内在动机在自决连续体中最高，也是最能动的，其次是外在动机，它进一步分为整合的、认同的、内射的和外在的调节——从最高到最低的自决水平，以及无动机，它是最不主动的。这些不同类型的动机通过全球动机量表进行评估（Sharp 等人，2003）。我们普遍预期 TBS 与内在动机以及外在动机连续体的高端呈负相关。我们预计 TBS 与外在动机连续体的低端呈正相关，并且与无动机呈正相关。

最后，关于社会期望，我们预计特质无聊与自我欺骗增强呈负相关，这与 MSBS 的研究结果一致（Fahlman 等人，2013），并且与该子量表上的项目与心理调整。我们预计与印象管理 (IM) 没有显着关联。

方法
参加者
我们根据特质状态场合 (TSO) 模型的建议（例如Cole 等人，2005 年）确定样本大小，同时还考虑流失率。因此，我们的目标是在本研究的第一波中招募约 1,400 名参与者的样本，这样，在每个部分都有 30% 的流失率的情况下，我们将在第四波中获得至少 480 名参与者。我们通过 Prolific Academy 招募了 1406 名参与者。在第 1、2 和 3 波中未能通过注意力检查的参与者不会被邀请参加后续波，并且他们的数据将被删除。在第一波中，21 名参与者未能通过注意力检查。此外，72 名参与者的数据被删除，因为他们完成研究的速度太快（即不到 2 分钟3）。第 1 波的最终样本为N= 1313（年龄范围：18-76，M年龄= 26.96，SD= 9.6）。样本总数为 785 人，其性别为男性（59.8%）；517 人认为自己的性别为女性（39.4%）；10 人认为自己的性别为其他 (0.8%)；1 人不愿回答 (0.08%)。参与者属于以下种族：84.3% 白人/高加索人、1.7% 黑人、7.5% 拉丁美洲人、1.4% 南亚人、1.1% 东亚人、0.76% 东南亚人、0.53% 阿拉伯/西亚人，1.1% 其他，1.6% 为多种族。在第 2 波中，第 1 波中的 1290 名参与者完成了研究。共有 21 名参与者未能通过注意力检查，另外 109 名参与者的数据被删除，因为他们完成研究的速度太快（即不到 2 分钟）。第 2 波的最终样本是N= 1160。在第 3 波中，1242 名参与者完成了研究，但 23 名参与者未能通过注意力检查，另外 99 名参与者因完成研究太快而被剔除。第 3 波的最终样本为N = 1120。在第 4 波中，1199 名参与者完成了研究，但 13 名参与者未能通过注意力检查，194 名参与者因完成研究太快而被剔除。第 4 波中的最终样本为N = 992。
设计和程序
这项研究由完全在线完成的四轮组成，参与者大约需要五分钟才能完成每轮的测量。这些波浪间隔两周。参与者最多有三天的时间来完成每一波，然后他们就不再可以使用该波了。参与每一波研究的报酬呈指数级增加。参与者完成第 1 波后将获得 0.53 英镑，第 2 波为 0.58 英镑，第 3 波为 0.68 英镑，第 4 波为 0.93 英镑。
在第一波中，参与者回答了有关年龄、性别和种族的人口统计问题。然后，他们完成了 TBS，然后是社会期望反应的自我报告测量。在第 2 波至第 4 波中，参与者再次完成了 TBS，然后是直接评估能动性的自我报告措施，包括对拥有能动性的普遍信念（第 2 波）、意愿和工作动机（第 3 波）以及监管导向（第 4 波）。在每一波浪潮中，代理措施都以平衡的顺序提出。
措施
特质无聊量表（TBS；在第 1、2 和 3 波中完成）
本研究使用 7 项 TBS（来自数据集 3 的分析）。
所需响应简表的平衡库存（BIDR-16；在第 1 波中完成）
该问卷衡量社会期望的反应（Hart et al., 2015）。它包括两个子量表：自我欺骗增强和印象管理。参与者被要求按照李克特式量表对每个项目进行回答，从 1 （= 不真实）到 7 （= 非常真实），例如“我从不掩盖我的错误”。当前研究的 Cronbach 阿尔法信度（自我欺骗增强子量表）为 0.74，印象管理子量表为 0.70。
主观个人代理量表（SPA-5；在第 2 波中完成）
这个由五个项目组成的调查问卷衡量个人能动性（Yamaguchi et al., 2020）。参与者被要求按照李克特式量表对每个项目进行回答，从 1 （= 强烈不同意）到 5 （= 强烈同意），例如“我知道我想做什么和/或我想如何做”是。” 当前研究的 Cronbach α 可靠性为 0.74。
代理规模意识（SAS；在第二波中完成）
这个包含 13 项的调查问卷衡量了对拥有“核心”机构的“长期”或普遍信念（Tapal 等，2017）。参与者被要求按照李克特式量表对每个项目进行回答，从 1 （= 强烈不同意）到 7 （= 强烈同意），例如“我的行为只是在无意中发生”。当前研究的 Cronbach α 可靠性为 0.83。
Avolition 量表（AS；在第 3 波中完成）
这个包含 13 项的调查问卷衡量了启动和坚持目标导向活动的能力（Gerritsen 等，2015）。参与者被要求按照李克特式量表对每个项目进行回答，从 1 （= 强烈不同意）到 7 （= 强烈同意），例如“我在开始执行任务时遇到困难”。当前研究的 Cronbach α 可靠性为 0.86。
工作偏好调查表（WPI；在第 3 波中完成）
该调查问卷包含十项内容，旨在衡量工作动机。它包括四个分量表：外在外在、外在补偿、内在挑战和内在享受（Robinson等，2014）。参与者被要求按照李克特式量表对每个项目进行回答，从 0 （=从不或几乎从不适合我）到 3 （=总是或几乎总是适合我）这样的项目，例如“我喜欢尝试解决复杂的问题” ”。当前研究的 Cronbach α 信度对于外在外向子量表为 0.68，对于外在补偿为 0.78，对于内在挑战为 0.84，对于内在享受为 0.77。
全球动机量表（GMS；在第 4 波中完成）
这个包含 18 项的调查问卷测量了不同形式的个人持久的调节取向：内在动机、外在动机——整合的、识别的、内射的和外部的调节，以及无动机（Sharp 等，2003）。参与者被要求按照李克特式量表对每个项目进行回答，从 1 （=完全不同意）到 7 （=完全同意），例如“一般来说，我做事。。……因为我喜欢做出有趣的发现。” 当前研究的 Cronbach α 信度：内在动机子量表为 0.69，综合外在动机为 0.86，识别为 0.75，内射为 0.83，外在动机为 0.78，无动机为 0.76。
结果与讨论
因素分析
首先检查 7 项 TBS 的心理测量特性（见表2）。通过删除一项最终项目进一步细化该量表，该最终项目具有较低的校正项目-总相关性 (0.60)，并且被认为与现有项目是多余的。

然后使用第一波数据对 6 项 TBS 的单因素模型进行验证性因素分析。整体模型显着，χ 2 (14) = 41.967，p < .001。尽管卡方结果很显着，但该指标尤其受到大样本量的影响，因此其有用性受到质疑（Bentler & Bonett，1980；Brown，2006；Struk 等，2017）。拟合指数表明模型对于 6 项 TBS 拟合良好，稳健 CFI = .981，稳健 TLI = .968，稳健 RMSEA = .079，稳健 SRMR = .026。因子载荷很大，范围为 0.68 至 0.84（见表2）。使用系数 Omega 评估的可靠性为 0.89。

特质状态场合 (TSO) 模型
接下来，进行特质状态场合模型分析。首先，因为 TBS 被证明是一维的，所以这六个项目被随机分配到多个包裹中——三个包裹，每两个包裹。这样做是为了使这些地块可以作为四个波中每个波的潜在状态因子的观察指标（见图1）。此外，正如Cole 及其同事 (2005)所建议的那样，对该模型施加了一些约束。具体来说，除了明显指标（即TBS地块）之外，所有因子载荷均固定为1。该模型还允许每个子量表的指标之间存在相关的测量残差，这有助于解释可能有助于随时间推移保持分数稳定性的任何常见方法方差（Newsom，2015）。


特质-状态-场合模型拟合良好，χ 2 (38) = 77.728，p < .001，CFI = .997，TLI = .995，RMSEA = .030，SRMR = .026。为了评估自回归路径同质性的假设（即它们相等），比较了有和没有平稳性约束的模型的拟合情况。具有平稳性约束的特质-状态-场合模型的拟合度为 χ 2 (42) = 105.899，p < .001，CFI = .995，TLI = .992，稳健 RMSEA = .036，SRMR = .033。比较两个模型，结果表明同质性假设确实显着恶化了模型拟合，(Δχ 2 = 24.955, Δ df = 4, p< .001)。然而，有约束和无约束的模型的拟合指数和参数估计是相似的。总的来说，我们选择并继续解释没有平稳性约束的 TSO 模型。

为了将模型中的总方差分解为特征、状态和误差分量，使用了每个方差分量的非标准化估计（参见表3）。然后将每个估计除以所有三个分量的总和（例如，特征方差计算如下：特征方差/[特征方差+场合方差+平均指标方差]）。结果表明，该模型中特质因素约占总方差的69.04%，状态因素约占方差的7.94%，最后，基于平均测量残差方差，误差占该模型中剩余方差的23.02% 。

收敛效度
表 4总结了结果。正如预期的那样，结果显示 TBS 与数据集 4 中评估的代理直接衡量指标呈负相关，包括代理感量表（SAS；Tapal 等，2017），r = –.38，p < .001，和主观个人代理量表（Yamaguchi 等人，2020），r = –.40，p < .001。TBS 与 Avolition 量表呈正相关（Gerritsen 等，2015），r = .69，p < .001，反映了启动和坚持目标导向活动的困难。关于全球动机量表（GMS；Sharp 等，2003）TBS 与动机呈正相关r = .28，p < .001，外部（由外部奖励和限制激励），r = .13，p < .001 和内向（由取悦他人的内部愿望激励，对于例如）子量表，r = .29，p < .001，所有这些都位于自决连续体的下端（同样在代理上也较低）。它与识别 ( r = –.15, p < .001)、整合 ( r = –.18, p < .001) 和内在动机 ( r = –.22, p< .001)，处于自决连续体的高端。同样，在工作偏好量表（WPI；Robinson 等，2014）上，TBS 与外在动机（例如，来自他人认可的动机）呈正相关，r = .11，p < .001，并且与外在补偿（即对自己的收入和/或晋升目标的认识）负相关，r = –.14，p < .001，内在挑战（即参与具有挑战性或复杂问题或任务的动机），r = –.23，p < .001，内在的享受动机（即，因为任务令人愉快而参与任务的动机），r= –.07，p < .05。与我们的预测相反，事后看来，与外在补偿子量表的负相关可能是由于外在补偿子量表可能会遇到形成目标（即意向性和深谋远虑）的困难，而不是受到外部激励。

最后，我们研究了 TBS 与社会期望反应之间的关系。正如预测的那样，TBS 与自我欺骗增强 (SDE) 呈负相关，r = –.54，p < .001，与之前的状态无聊 (MSBS) 发现一致 ( Fahlman et al., 2013 )。SDE 子量表衡量一种社会期望，其特征是无意中提供积极偏见的自我报告（Paulhus，1988）。SDE 和 TBS 之间的负相关表明 TBS 上的项目本质上是“不受欢迎的”。此外，Paulhus 发现 SDE 得分高与“调整型人格”相关，包括高自尊、低神经质、抑郁、共情压力和焦虑。法尔曼等人，2013；保胡斯，1991；Paulhus & Reid, 1991），所有这些都已被证明与无聊有关。

特质无聊与印象管理 (IM) 之间也存在显着负相关，r = –.31，p < .001。这是出乎意料的，因为根据 MSBS 的测量，国家无聊的情况并非如此（Fahlman 等，2013）。最近的发现可能有助于解释这一意外发现。也就是说，有证据表明，IM 子量表本身可能并不是社会期望反应的无混杂衡量标准（Uziel，2010、2014；另请参见de Vries Zettler & Hilbig，2014 ； Zettler等人，2015）），并且它实际上可以评估稳定的自我控制或调节水平。也就是说，个人在 IM 量表上得分高可能不是因为他们的行为是为了给他人留下深刻印象，或者因为他们依赖社会认可，而是因为他们具有较高的自我调节能力（Uziel，2010）。正如本研究所强调的那样，具有高度无聊特质的人在自我控制方面存在困难，这是他们长期缺乏能动性的一部分。因此，IM 和特质无聊之间的显着负相关可能反映了这些困难，而不是试图进行印象管理。

数据集5
在本次分析中，我们旨在通过探索 TBS 预测状态无聊的能力来验证它。使用我们实验室之前收集的数据对此进行了检查（Bambrah 等人，2022）。我们预计特质无聊能够在 1 周和 2 周后以纵向方式预测状态无聊（MSBS）。

方法
参加者及程序
有关这些方法的完整说明，包括程序和所使用的所有措施，请参见 ( Bambrah et al., 2022）。参与者是从 Qualtrics 小组中招募的。该研究包括三波完全在线完成的研究。完成调查问卷的速度太快（即，第 1 波中的时间少于 400 秒，第 2 波和第 3 波中的时间少于 300 秒），或完成调查问卷的时间太长（即，完成第 1 波、第 2 波或第 3 波的时间超过36,000 秒）被排除在所有三波之外。在回应方面表现出不够努力的参与者也被排除在所有三波之外。具体来说，通过两份问卷计算每个参与者的个体内反应变异性（IRV），其中包括正面和负面措辞的项目。在任何一轮的两份问卷中，IRV 值比平均 IRV 低两个标准差以上的参与者被排除在外。第 3 波的最终样本是N = 345（年龄范围：18–88，M年龄= 49.26，SD 年龄= 16.68）。总样本包含 234 名自认性别为女性的个体、110 名自认性别为男性的个体以及 1 名未透露性别的个体。大多数参与者居住在美国（即超过 99%）。

措施
特质无聊量表（6 项最终版本；在第一波中完成）
使用第一波数据 ( N = 2743)对六项 TBS 的单因素模型进行了验证性因素分析。TBS 的拟合良好，稳健 CFI = .98，稳健 TLI = .97，稳健 RMSEA = .09，稳健 SRMR = .02。使用系数 Omega 评估的可靠性为 0.91。

多维状态无聊量表——简式（在第 1、2 和 3 波中完成）
该调查问卷测量了参与者在过去一周每一波的无聊程度（JA Hunter 等人，2016）。参与者被要求对李克特式销售中的每个项目做出回应，从 1（=强烈不同意）到 7（=强烈同意），例如“我觉得我在浪费时间，最好把时间花在其他事情上。 ” 当前研究的 Cronbach α 可靠性在第 1 波中为 0.91。

结果
六项 TBS 的分数预测了 1 周后 Short Form MSBS 的分数，r = .63，p < .001，2 周后，r = .62，p < .001，表明它具有良好的预测效度。
一般性讨论和结论
大量研究表明，特质无聊在幸福感中发挥着关键作用。然而，特质无聊一直存在概念上的模糊性，包括缺乏对这一结构的一致定义和理解，并且其测量方法已被证明缺乏可靠性和有效性。这项工作旨在通过提出一个综合的特质无聊模型并开发一个基于该模型的强大的心理测量评估工具来解决这些问题。
首先，我们提出了特质无聊的定义，它由两个关键组成部分组成：经常经历状态无聊和至少拥有一些被认为导致状态无聊的心理因素（即认知、动机、意志/自我调节、情感、和生理因素）。至关重要的是，我们整合了现有文献，并提出，特质无聊者的核心困难可以通过长期缺乏能动性的概念来捕捉。我们认为，长期缺乏能动性会导致难以实现意图、执行和坚持活动以实现预期目标，从而导致经常感到无聊。具体来说，我们将我们的模型置于班杜拉（Bandura）（1997）中代理的四个属性（即意向性、深思熟虑、自我反应性和自我反思性）。这种代理模型提供了一个镜头，通过它可以更好地理解被认为导致无聊的内部心理因素。

我们的模型可以与最近在文献中提出的其他特质无聊特征相结合。例如，Tam 及其同事（2021）提出，通过 BPS 测量的特质无聊最能代表感知到的生活无聊，以及无聊的频率和强度。虽然当前研究中提出的模型侧重于无聊的频率，但我们建议也可以整合状态无聊的其他品质（例如，强度、普遍性、痛苦等）。例如，感知到的生活无聊可能反映了普遍的无聊体验（即，在一个人生活的许多领域经历无聊）。

接下来，我们试图解决特质无聊测量的问题（例如，Gana 等人，2019；Tam 等人，2021））通过开发一种新的、心理测量学上强大的、有理论基础的量表。我们的目标是开发一个量表，衡量国家无聊的频率，并以我们基于机构的模型所预期的方式与国家无聊的心理原因相关联。我们对五个独立样本的分析支持了 TBS 的一维结构。我们证明 TBS 具有良好的内部一致性，而且重要的是，它捕获了稳定的个体差异。这些发现表明了该测量工具的优势，而且重要的是，表明该量表解决了现有测量的主要局限性。例如，正如过去工作中所建议的（例如，A. Hunter 等人，2016），TBS 是基于对状态无聊的最新知识和理论理解。相比之下，现有的措施是在这些理论出现之前制定的。TBS 还基于特质无聊的明确定义或模型，而现有的衡量标准缺乏这样的理论基础。最后，TBS 表现出了良好的心理测量特性，包括很强的可靠性和有效性，并且与 BPS 不同，它似乎主要捕获特质方差。TBS 是一个包含六项的一维测量，它提供了一种简洁有效的方法来检查未来工作中的特质无聊感。

在所有直接评估的代理指标中，TBS 与较低水平的个人代理相关，这与我们对特质无聊的概念一致。TBS 还纵向预测了状态无聊（在 MSBS 上），这与我们对特质无聊的定义一致。这些发现为我们提出的特质无聊模型和 TBS 的有效性提供了证据。

局限性和未来方向
目前的研究存在一些局限性。一个限制是 TBS 不包括反向评分项目。尽管在这个问题上存在一些争议（例如，van Sonderen et al., 2013；Zhang et al., 2016），但缺乏反向评分项目可能意味着 TBS 的特征方差被响应风格方差所混淆，或者对自我报告项目给予更强或更弱认可的倾向。鉴于我们在这项工作中的目标是创建一个简短的、一维的量表，添加反向评分项目可能会引入第二个因素，从而使这个目标变得复杂。未来的工作应该解决这个限制。

未来的研究需要进一步验证 TBS。例如，通过检查可能包含在特质无聊的定义和评估工具中的状态无聊的其他品质。无聊状态的这些附加品质可能包括普遍性、持续时间、强度和耐受性。我们的代理模型还产生了对可能与特质无聊相关的其他结构的新预测。例如，鉴于我们的模型提出，具有高水平特质无聊的个体在深思熟虑方面会遇到困难，他们可能会表现出较弱的前瞻性记忆和面向未来的思维困难。未来可以探讨此类问题，以进一步验证我们对特质无聊的基于机构的理解。此外，我们对特质无聊的定义有助于更细致地理解它与心理健康的关系。例如，未来的工作可能会检验长期缺乏能动性是否可以解释所观察到的特质无聊与幸福感之间的关联，或者频繁的状态无聊经历是否也很重要。我们的定义还可以帮助制定干预措施，以帮助那些正在与高度无聊作斗争的个人，包括侧重于促进增强能动性的干预措施。