KWESTIONARIUSZ DO POMIARU PRACOHOLIZMU:...

WPROWADZENIE

Uzależnienie od pracy określa się najczęściej jako zjawisko, polegające na obsesyjnym zaangażowaniu w pracę z konsekwencjami zaburzeń w sferze funkcjo-nowania podmiotowego (np. Burke, 2000a, Spence i Robbins, 1992, Hornowska i Paluchowski, 2007, Woj-dyło, 2007, w druku), rodzinnego (np. Bonebright, in., 2000, Burke, 2000b, Robinson, 1998), organizacyjnego (np. Galperin i Burke, 2006, Retowski, 2003) oraz relacji interpersonalnych (np. Burke i in., 2004, Mcmillan i in., 2004). Pracoholizm ma bezpośredni związek z przeciążeniem pracą (lecz nie obciążeniem nią – liczbą godzin pracy). Odnosi się do każdego rodzaju aktywności ukierunkowanej na cel, która trak-

towana jest przez jednostkę jak praca. Zjawisko doty-czy więc nie tylko pracy zawodowej. To implikuje, że uzależnienie od pracy może odnosić się do każdego rodzaju zajęcia, które traktowane jest przez jednostkę jak praca i występować może zarówno u pracowników jak i studentów (Haymon, 1992, za: Poppelreuter, 1997).

Choć pracoholizm nie jest zjawiskiem „naszych czasów” i był obecny już znacznie wcześniej (m.in. Ferenczi, 1919, Gebsattel, 1954), badawcze zaintere-sowanie zjawiskiem jest wciąż niewielkie. Z przeglądu publikacji dotyczących pracoholizmu z ostatnich 20 lat, jakie wykonali Ng, Sorensen i Feldman (2007), wynika, że wśród 131 artykułów, jedynie 26 ma cha-rakter empiryczny. Niewielka liczba empirycznych

KWESTIONARIUSZ DO POMIARU PRACOHOLIZMU: WART-R. ANALIZA TRAFNOŚCI TEORETYCZNEJ

I RZETELNOŚCI NARZĘDZIA1

Kwestionariusz Work Addiction Risk Test (WART) Robinsona (1999) jest jednym z najczęściej stosowanych narzędzi do pomiaru zjawiska pracoholizmu. W artykule przedstawiono rezultaty serii czterech badań dotyczących trafności i rzetelności polskiej wersji tego narzędzia składającego się z pięciu wymiarów: Obsesja/Kompulsja, Emocjonalne Pobudzenie/Perfekcjonizm, Przeciążenie Pracą, Orientacja na Wynik, Poczucie Własnej Wartości. Badania wykonano odrębnie w grupie studentów (N=415) i pracowników (N=538). Za pomocą eksploracyjnej ana-lizy czynnikowej z rotacją Oblimin, zidentyfikowano trzy czynniki: Kontrolę, Obsesję/Kompulsję oraz Przeciążenie Pracą. Analiza konfirmacyjna wykazała, że trzyczynnikowa struktura kwestionariusza WART wykazuje lepsze niż pięcioczynnikowa dopasowanie do danych. Rezultatem badań jest nowa, zrewidowana wersja kwestionariuszowa WART-R obejmująca 16 stwierdzeń. Trafność teoretyczną WART-R potwierdziły korelacje między pracoholizmem a potrzebą aprobaty społecznej oraz afektem negatywnym. Odnotowano też istotne związki między Obsesją/Kompulsją i Przeciążeniem Pracą a rozbieżnością Ja.

Słowa kluczowe: pomiar pracoholizmu, WART, tendencje obsesyjno-kompulsyjne, praca

Kamila Wojdyło

Instytut PsychologiiUniwersytet Gdański

Jacek Buczny

Szkoła Wyższa Psychologii SpołecznejWydział Zamiejscowy w Sopocie

1 Badania częściowo finansowane z grantu BW: 7400-5-0355-9.

Studia Psychologiczne. t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80PL ISSN 0081-685X

Kamila Wojdyło, Jacek Buczny68

Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80

prac dotyczących pracoholizmu związana jest, między innymi, z brakiem trafnych, rzetelnych metod pomia-ru zjawiska (por. Burke, 2000a). Do najczęściej uży-wanych metod diagnozy pracoholizmu należą skala Workaholism Battery Spence i Robbins (1992),w swej pełnej -Work-BAT i skróconej wersji – Work-BAT-R (McMillan i in., 2004, Johnstone i Johnston, 2005) oraz kwestionariusz Work Addiction Risk Test Robin-sona (Bakker i in., 2009, Robinson i in., 2001).

Różni badacze proponują nieco odmienne kon-ceptualizacje pracoholizmu. Na przykład Spence i Robbins (1992), wskazują, że uzależnienie od pracy składa się z trzech wymiarów: Zaangażowanie w Pracę (Work Involvement), Przymus Pracy oraz Niska Satys-fakcja z Pracy (Work Enjoyment). Trafność badań autorek w zakresie pomiaru pracoholizmu jest jednak kwestionowana, najczęściej z dwóch powodów: (a) niereprezentatywności, homogeniczności i zbyt mało licznej próby osób badanych – głównie pracow-ników socjalnych z wyższym wykształceniem, (b) uży-tej metody do testowania trójczynnikowej struktury pracoholizmu – zamiast analizy czynnikowej wykorzy-stano analizę skupień, która należy do najczęściej kry-tykowanych metod analizy statystycznej (por. Hor-nowska i Paluchowski, 2007).

Hornowska i Paluchowski (2007) wyodrębnili czte-ry czynniki konstytuujące uzależnienie od pracy: Utra-ta Kontroli nad Pracą, Perfekcjonistyczny Styl Pracy, Ogólne Poglądy na Pracę oraz Spostrzegana Opresyj-ność Organizacji. Autorzy wykorzystując do konstruk-cji własnego narzędzia, między innymi Kwestionariusz WART, utworzyli Kwestionariusz Obciążenia Pracą, którego czteroczynnikową strukturę potwierdzono z użyciem eksploracyjnej analizy czynnikowej.

Wiele innych badań, obejmujących różne narodo-wości, zarówno Amerykanów (Burke i in., 2004), mieszkańców Nowej Zelandii (Mcmillan i in., 2002), Turcji (Ersoy-Kart, 2005), Japonii (Kanai i in., 2006) oraz Norwegii (Andreassen i in., 2006), wskazały na zasadność konieczności uwzględnienia dwóch wymia-rów pracoholizmu – Przymusu Pracy oraz Satysfakcji z Pracy. Rezultaty badań dostarczyły potwierdzenia dla tezy, że pracoholizm dotyczy nie tyle liczby godzin pracy, poświęcania jej dużej ilości czasu (work invol-

vement), ile specyficznego opartego na przymusie i potrzebie kontroli stylu pracy, który w głównej mie-rze decyduje o uzależnieniu.

Generalnie rzecz biorąc, z dotychczasowych badań wynika, że wewnętrzny przymus pracy traktuje się jako osiowy objaw pracoholizmu (Killinger, 2007, Robinson, 1996, 1998, 1999, Spence i Robbins, 1992), charakterystyczny dla wszystkich jego postaci: praco-holizmu w formie bezustannego zapracowania (nie-strudzeni pracoholicy), naprzemiennych faz przymusu pracy i przymusu jej unikania (bulimiczni pracoholi-cy), ustawicznej potrzeby zmiany aktywności (praco-holicy z deficytem koncentracji uwagi), rozdrabniania się w detalach pracy (pracoholicy „rozkoszujący się pracą”), czy uzależnienia przejawiającego się w upor-czywej pomocy innym (troskliwi pracoholicy) (Robin-son, 1998). Właściwość przymusu pracy oznacza „nie-możność zaprzestania czy przerwania pracy”, występującego przede wszystkim na poziomie umysło-wym, to jest w postaci myślenia o pracy. W rezultacie skutkuje to tak zwanym „pracowaniem bez pracy” u pracoholika. Chodzi tu o proces uporczywego pla-nowania aktywności (ciąg operacji symbolicznych, ukierunkowanych na reprezentację stanu końcowego i organizowanie przebiegu aktywności, prowadzących do tego stanu, por. Łukaszewski, 1974), myślenie o sposobie jej wykonania zapewniającym jakość, pro-duktywność, ilość, jak również – proces uporczywego analizowania działań sfinalizowanych.

Robinson (1998) definiuje pracoholizm jako obse-syjno-kompulsyjne zaburzenie. Tak rozumiane zjawi-sko uzależnienia od pracy posłużyło do konstrukcji kwestionariusza do pomiaru pracoholizmu Work Addiction Risk Test. Narzędzie cechują dobre właści-wości psychometryczne, wysoka rzetelność (Robinson i Post, 1995) i trafność treściowa (Robinson i Phillips, 1995). Pierwsze badania amerykańskie dotyczące traf-ności kwestionariusza (Robinson i Post, 1994) wska-zały, że obejmuje on pięć symptomów pracoholizmu: Przeciążenie Pracą, Poczucie Własnej Wartości, Kon-trola/Perfekcjonizm, Zaniedbywanie Bliskich Związ-ków oraz Odniesienie do Przyszłości/Umysłowe Zaab-sorbowanie. W kolejnych badaniach – z zastosowaniem eksploracyjnej analizy czynnikowej Flowers i Robin-

Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia 69


son (2002) wykryli nieco odmienną od powyższej strukturę WART, składającą się z pięciu następujących czynników: Kompulsywne Tendencje, Niezdolność do Kontrolowania Nawyków Pracy, Zaburzona Komuni-kacja/Zaabsorbowanie Sobą, Niezdolność do Delego-wania Pracy oraz Poczucie Wartości Związane z Pracą. Potwierdzenie dla pięcioczynnikowej amerykańskiej wersji kwestionariusza wykrytej przez Flowers i Robin-sona uzyskano z zastosowaniem konfirmacyjnej ana-lizy w badaniach holenderskich (Taris i in., 2005).

Dotychczasowe badania dotyczące WART wska-zują, że pięcioczynnikowa struktura kwestionariusza nie jest najlepszym rozwiązaniem. Flowers i Robinson (2002), w wyniku analizy dyskryminacyjnej wykazali, że trzy czynniki kwestionariusza mają największą moc różnicowania grupy pracoholików od niepracoholi-ków. Są to: Kompulsywne Tendencje, Niezdolność do Kontrolowania Nawyków Pracy oraz Zaburzona Komunikacja/Zabsorbowanie Sobą. Czynnikiem naj-bardziej znaczącym (o największym stopniu różnico-wania grup) okazał się wymiar: Kompulsywne Ten-dencje. Jednocześnie w tych samych badaniach wykryto, że kwestionariusz WART może być stosowa-ny w wersji zredukowanej – złożonej z 15 pozycji. Rezultaty badań holenderskich (Taris i in., 2005) pokazały, że podskala Obsesji-Kompulsji różnicuje osoby pod względem poziomu pracoholizmu porów-nywalnie trafnie, jak cały kwestionariusz, w związku z czym autorzy sugerują wystarczalność używania w badaniach wyłącznie ośmiopozycyjnej skali Tenden-cji Kompulsywnych.

Adaptację WART do badań grupowych w Polsce podjęła Wojdyło (2005), wykazując – z zastosowaniem eksploracyjnej analizy czynnikowej – że narzędzie składa się z pięciu następujących czynników: Obsesja-Kompulsja, Emocjonalne pobudzenie/Perfekcjonizm, Przeciążenie Pracą, Orientacja na Wynik, Poczucie Własnej Wartości. Podobnie jak w badaniach amery-kańskich i holenderskich okazało się, że wymiar Obse-sji-Kompulsji wyjaśniał największą ilość wariancji pracoholizmu. Poza tym uzyskane rezultaty dotych-czasowych badań adaptacyjnych WART (patrz: tabe-la 2, Wojdyło, op. cit.) wskazały, że układ czynników dopuszczający możliwość ich skorelowania jest roz-

wiązaniem lepiej wyjaśniającym strukturę kwestiona-riusza niż model hierarchiczny. Otrzymane wyniki zasugerowały więc, że bardziej adekwatną metodą analizy czynnikowej od użytej we wcześniejszych bada-niach analizy hierarchicznej byłaby rotacja Oblimin

(por. Kashy i in., 2009).W prezentowanych tu badaniach przyjęto zatem

założenie, że czynniki kwestionariusza WART są ze sobą skorelowane. W związku z wynikami badań dotychczasowych, sugerującymi zredukowaną struktu-rę pracoholizm do maksymalnie trzech czynników jako wystarczająco wyjaśniających syndrom (Flowers, Robinson, 2002, Taris i in., 2005), oczekiwano ujaw-nienia się trójczynnikowej struktury kwestionariusza WART.

Badania dotyczące trafności teoretycznej kwestio-nariusza Work Addiction Risk Test pokazały, że wyni-ki WART korelują istotnie statystycznie z wynikami Inwentarza Stanu i Cechy Lęku (STAI X-2) oraz Inwentarza Pomiaru Wzoru Zachowania A (Robin-son, 1996). Znaczące korelacje odnotowano również z wynikami czterech skal aktywności Jenkinsa (Robin-son, op.cit.), ze skalą do pomiaru wzoru zachowania A, skalą do pomiaru cech przyspieszenia aktywności i zniecierpliwienia, skalą mierzącą cechę rywalizacji oraz skalą mierzącą poziom zaangażowania w pracę.

W niniejszych badaniach w ocenie trafności teore-tycznej kwestionariusza posłużono się Kwestionariu-szem Aprobaty Społecznej Drwala i Wilczyńskiej (1980), skalą rozbieżności Ja aktualne/Ja powinnoś-ciowe SkRAP w opracowaniu własnym (Wojdyło, 2004) oraz skalą afektu negatywnego PANAS Watso-na, Clarka i Tellegena (1988), w polskiej adaptacji autorstwa Brzozowskiego. W modelu dotyczącym pra-coholizmu przyjmuje się, że obsesja pracy jest związa-na z zainteresowaniem własną sprawnością lecz nie cechami moralnymi, wysokim ukierunkowaniem na powinność oraz wysokimi emocjami negatywnymi (m.in. Burke i Matthiesen, 2004, Spence i Robbins, 1992).

Artykuł prezentuje rezultaty serii czterech badań dotyczących walidacji polskiej wersji kwestionariusza Work Addiction Risk Test Robinsona (1999). Badanie 1 zmierzało do wykrycia struktury kwestionariusza



WART z zastosowaniem eksploracyjnej analizy czyn-nikowej z rotacją Oblimin. Celem kolejnego badania było sprawdzenie z zastosowaniem konfirmacyjnej analizy czynnikowej, który z dotychczasowych modeli pracoholizmu wykazuje najlepsze dopasowanie do danych (sprawdzano dopasowanie danych do modeli jedno-, trzy- i pięcioczynnikowego). Ponieważ, jak wspomniano, pracoholizm może dotyczyć zarówno pracowników jak i studentów, badania walidacyjne wykonano w dwóch niezależnych próbach: 415 stu-dentów (badanie 2, próba A) i 538 pracowników (badanie 3, próba B). Celem badania 4 było kre-ślenie trafności teoretycznej nowej wersji narzędzia (próba C).

BADANIE 1

EKSPLORACYJNA ANALIZA CZYNNIKOWA WART I WŁASNOŚCI PSYCHOMETRYCZNE WART-R

METODA

OSOBY BADANE

Badanie przeprowadzono w grupie 218 osób: stu-dentów (Uniwersytetu Opolskiego, Zielonogórskiego oraz Politechniki Opolskiej) oraz pracowników. Z uwagi na niekompletne dane w analizach statystycz-nych wykorzystano wyniki 211 badanych: 75 studen-tów i 136 pracowników, w tym 149 kobiet i 62 męż-czyzn, w wieku 19-55 lat (M=27,63; SD=8,39). W celu zapewnienia jak największej rzetelności wyników, respondentów nie informowano o rzeczywistym celu badania.

KWESTIONARIUSZ WARTNarzędzie składa się z 25 pozycji, mierzących reak-

cje behawioralne, poznawcze, i emocjonalne, które uważa się za konstytuujące syndrom pracoholizmu. Pozycje oceniane są na czteropunktowej skali częstości symptomów uzależnienia od pracy: A = „prawie nigdy”, B = „czasami”, C = „często”, D = „prawie zawsze”, którym odpowiadają wartości liczbowe od 1 do 4. Rozpiętość skali wynosi od 25 do 100 punktów. Kwestionariusz mierzy w pełni ukształtowany syndrom

pracoholizmu lub ryzyko uzależnienia od pracy, w za-leżności od wysokości wyniku. Na ukształtowany przy-mus pracy wskazuje wynik powyżej 56 punktów: wynik wysoki (67–100 punktów) jest wskaźnikiem uzależnie-nia w stopniu wysokim, wynik średni (57–66 punktów) – uzależnienia w stopniu umiarkowanym. Wskaźnikiem braku uzależnienia oraz stopnia ryzyka uzależnienia od pracy jest wynik niski z przedziału 25–56 punktów (im wyższy wynik, tym większe prawdopodobieństwo roz-woju pracoholizmu).

We wstępnych badaniach dotyczących psychome-trycznych właściwości polskiej wersji WART wyniki analizy struktury wewnętrznej kwestionariusza wska-zały na jego wysoką zgodność wewnętrzną (Wojdyło, 2003).

WYNIKIZastosowano eksploracyjną analizę czynnikową

metodą największej wiarygodności. Jako metodę rotacji przyjęto rotację ukośną Oblimin z parame-trem delta równym 0 (por. Kashy i in., 2009). W jej wyniku otrzymano trzy czynniki z wartością własną powyżej 1, które wyjaśniały łącznie 32,17% wariancji. Także na podstawie kryterium graficznego wartości własnych (wykresu osypiska), stwierdzono, że roz-wiązanie trójczynnikowe było adekwatne. Wartość własna dla czynnika 1 wynosiła 3,95, dla czynnika 2 2,97, czynnika 3 1,13. Przesłanką do przyjęcia tego rozwiązania była również analiza przyrostu wyjaśnio-nej wariancji dla poszczególnych składowych: była ona największa dla pierwszych trzech czynników (odpowiednio 21,43%, 6,69% i 3,56%). Uwzględnie-nie kolejnych czynników nie zwiększyłoby znacząco procentu wariancji wyjaśnionej, gdyż uzyskanie 50% wiązałoby się z koniecznością analizy struktury dzie-sięcioczynnikowej.

Po wykonaniu kolejnej analizy czynnikowej, zakła-dającej strukturę trójczynnikową, usunięto dziewięć pozycji. Pozycję 1 wyłączono z dalszych analiz ponie-waż wartość ładunku czynnikowego dla tej pozycji była poniżej przyjętego kryterium wynoszącego 0,3. Zdecydowano się również na wyłączenie 8 pozycji (7, 8, 9, 10, 11, 18, 21, 25), których wartości ładunków były zbliżone dla dwóch lub więcej czynników.



Po wykluczeniu dziewięciu pozycji przeprowadzo-no analizę ponownie (rotacja Oblimin; delta = 0; metoda wyodrębniania: największej wiarygodności). Test KMO z wartością 0,81 wykazał, że dane miały właściwe parametry (wielkość próby i struktura danych

była adekwatna). Trzyczynnikowa struktura szesnasto-pozycyjnego Kwestionariusza WART-R wyjaśniała 38,35% wariancji. Szczegółowe informacje dotyczące ostatecznego modelu czynnikowego zamieszczono w tabeli 1. Największy procent wariancji wyjaśnił czyn-

Tabela 1. Wyniki eksploracyjna analiza czynnikowa metodą największej wiarygodności z rotacją Oblimin (delta=0). Ładunki czynnikowe dla poszczególnych 16 pozycji kwestionariusza WART-R tworzących strukturę trójczynnikową (N=211)

Wymiarypracoholizmu

PozycjaCzynniki

h2

1 2 3

1. Kontrola

12. Tracę panowanie nad sobą, jeśli sprawy nie idą po mojej myśli

0,67 0,27 0,31 0,46

4. Irytuję się, gdy ktoś przerywa mi w chwili, kiedy jestem czymś zajęta/y.

0,67 0,14 0,26 0,45

17. Denerwuję się, gdy jestem w sytuacji, której nie mogę kontrolować.

0,65 0,24 0,22 0,43

13. Nie zdając sobie z tego sprawy, zadaję ponownie to samo pytanie, chociaż już dawno otrzymałam/em na nie odpowiedź.

0,54 0,13 0,20 0,29

16. Złoszczę się, gdy ludzie nie są w stanie sprostać moim wymaganiom.

0,52 0,31 0,19 0,30

2. Niecierpliwię się, gdy muszę czekać na kogoś innego lub na coś, co trwa zbyt długo.

0,50 0,13 0,15 0,25

14. Wiele czasu spędzam planując i myśląc o przyszłych zdarzeniach, ignorując to, co dzieje się tu i teraz.

0,41 0,12 0,16 0,17

2. Obsesja-Kompulsja

23. Poświęcam więcej myśli, czasu i energii pracy niż związkom z przyjaciółmi czy osobami, które kocham.

0,17 0,79 0,31 0,63

20. Poświęcam więcej czasu na pracę niż na spotkania z przyjaciółmi, zainteresowania czy też inne formy spędzania czasu wolnego.

0,02 0,69 0,42 0,55

22. Denerwuję się na siebie, gdy popełniam nawet najmniejszy błąd.

0,47 0,65 0,28 0,51

19. Trudno jest mi odprężyć się, gdy nie pracuję. 0,24 0,54 0,28 0,3024. Zapominam, ignoruję lub lekceważę urodziny, zjazdy,

rocznice czy wakacje.0,15 0,46 0,28 0,22

15. Kontynuuję pracę nawet wtedy, gdy współpracownicy ogłosili jej koniec.

0,15 0,40 0,14 0,17

3. Przeciążenie Pracą

5. Jestem stale zajęta/y i zbyt wiele rzeczy wykonuję natychmiast.

0,26 0,38 0,76 0,58

6. Równocześnie robię dwie lub trzy rzeczy, np. jem i zapisuję sprawy istotne w chwili, gdy rozmawiam przez telefon.

0,24 0,25 0,64 0,42

3. Wydaje się, że spieszę się i ścigam z czasem. 0,39 0,35 0,61 0,42

Wartość własna 3,81 1,56 1,03Procent wariancji wyjaśnionej 23,82 9,75 4,79

Nota. Pogrubione wartości ładunków czynnikowych reprezentują wartości najwyższe dla danego czynnika. h2 wartość współczynnika zmienności wspólnej.



nik pierwszy: Kontrola, nieco mniej czynnik drugi: Obsesja-Kompulsja , a najmniej trzeci: Przeciążenie Pracą. Siedem pozycji było elementami czynnika pierwszego. W składzie czynnika drugiego znalazło się sześć pozycji. Ostatni czynnik składał się z trzech pozycji. Uzyskane podskale mają satysfakcjonującą rzetelność, a wartość współczynnika Cronbacha dla całej skali wyniosła 0,85, co również wskazuje na satysfakcjonującą rzetelność (dla całej skali: M=55,50; SD=9,99; średnia korelacja między pozycjami: 0,18). Rezultaty szczegółowych analiz przedstawiono w tabe-lach 1 i 2.

Następnie obliczono korelacje między pomiędzy czynnikami (tabela 2). Interkorelacje między nimi nie były wysokie, co oznaczało, że wyróżnione czynniki nie mają ze sobą wiele wspólnego. Najsilniejsza, dodatnia i średnia korelacja wystąpiła między czynni-kiem Obsesji-Kompulsji i Przeciążenia Pracą, a naj-słabsza, dodatnia i niska korelacja między Kontrolą a Obsesją-Kompulsją. Wyniki rzetelności dla poszcze-gólnych wymiarów przedstawiono w tabeli 2. Dwa czynniki uzyskały zatem wymagane wartości współ-czynnika Cronbacha powyżej 0,70.

Warto zwrócić uwagę, że mimo braku równolicz-ności reprezentantów obojga płci (149 kobiet i 62 mężczyzn), nie stwierdzono istotnych statystycznie różnic między kobietami i mężczyznami w poziomie pracoholizmu, mierzonego 16 pozycyjnym kwestiona-riuszem WART-R (F(1, 209) < 1).

BADANIE 2

KONFIRMACYJNA ANALIZA CZYNNIKOWA KWESTIONARIUSZA WART-R W GRUPIE

STUDENTÓW

METODA

OSOBY BADANE

Badania obejmowały próbę ogólnopolską studen-tów: mieszkańców większych i mniejszych miast Pol-ski: Warszawy, Trójmiasta, Poznania, Bydgoszczy, Opola, Międzyrzecza, Pruszkowa oraz Łomży. Próba studentów liczyła 415 osób (285 kobiet i 130 męż-czyzn), w wieku 18-46 lat (M=20,72; SD=2,20)2.

WYNIKIPrzeprowadzono konfirmacyjną analizę czynniko-

wą. Jej celem było sprawdzenie dopasowania modelu trójczynnikowego WART-R do danych zebranych na podstawie pomiaru w nowej próbie (A). Przeprowadzo-ne analizy służyły także porównaniu dopasowania modelu trójczynnikowego WART-R i modelu pięcio-czynnikowego WART, opracowanego we wcześniej-szych pracach i składającego się z 25 pozycji (Wojdyło, 2005). Ze względu na różnice w liczbie pozycji składa-jących się na model trójczynnikowy i model pięcioczyn-nikowy oceny dopasowania modelu dokonano na pod-stawie wskaźników dopasowania (por. Tabachnick i Fidell, 2007). Pierwszym z nich był RMSEA (Root

Tabela 2. Współczynniki rzetelności, interkorelacje i statystyki opisowe dla struktury trójczynnikowej WART-R (N=211)

Wymiary pracoholizmu 1. 2. 3. M SD

1. Kontrola 0,73 2,38 0,552. Obsesja-Kompulsja 0,29 0,74 1,92 0,61 3. Przeciążenie Pracą 0,36 0,41 0,67 2,45 0,71

Nota. Wartości współczynnika rzetelności Cronbacha pogrubiono. Wszystkie współczynniki korelacji istotne na poziomie p < 0,001. Odpowiedzi udzielano na skali od 1 do 4.

2 Część badań wykonali w ramach prac magisterskich: Klara Berta, Dorota Łagodzińska oraz Łukasz Jarota.



Mean Square Error of Approximation), dla którego norma wynosi poniżej 0,05, a dopuszczalne są wartości nie większe niż 0,08 (Browne i Cudeck, 1993). Wartość powyżej 0,08 wskazuje na istnienie poważnego błędu aproksymacji, dotyczącego uogólnienia wyników na populację (Zakrzewska, 2004). Kolejnymi współczynni-kami były GFI (Goodness of Fit Index) i AGFI (Adju-

sted GFI). Wskaźnik GFI można interpretować analo-gicznie jak R2 w analizie regresji wielokrotnej (Tanaka i Huba, 1989). Przyjmuje się, że wartości współczynnika równe 0,90 bądź większe oznaczają dobre dopasowa-nie, a taki model nie wymaga modyfikacji (Zakrzewska, 2004). Ostatnim analizowanym współczynnikiem był SRMR (Standardized Root Mean Square Residual), który wskazuje na poziom błędu – im mniejsza wartość, tym mniejszy błąd. Najlepiej jeśli wartość tego współ-czynnika jest nie większa niż 0,08 (Hu i Bentler, 1999).

Przeanalizowano pięć modeli. Najpierw analizie poddano model trójczynnikowy w wersji czynników rów-norzędnych oraz w wersji czynników hierarchicznych. W tej ostatniej założono istnienie jednego nadrzędnego czynnika – wspólnego źródła wariancji. Kolejne dwie analizy przeprowadzono korzystając z rozwiązania pię-cioczynnikowego (Wojdyło, 2005) w dwóch wersjach: czynników równorzędnych i modelu hierarchiczne-go (jeden czynnik drugiego rzędu). W ostatniej fazie wyliczono wskaźniki dla modelu jednoczynnikowego

z wykorzystaniem wszystkich możliwych pozycji kwe-stionariusza WART. Tabela 3 zawiera wszystkie wymie-nione wskaźniki dopasowania. Najgorzej dopasowany był model jednoczynnikowy, gdyż wartości współczyn-ników przekroczyły dopuszczalne granice. Generalnie modele czynników równorzędnych były dopasowane do danych lepiej niż modele hierarchiczne. W związku z tym wyboru najlepszego modelu dokonano spośród modeli pierwszego rodzaju. Wartości wskaźników GFI i AGFI były wyższe dla modelu trójczynnikowego. GFI przekroczył wartość progową 0,90, co wskazuje na brak konieczności modyfikacji struktury trójczynnikowej. W związku z tym, że współczynnik 2 jest wrażliwy na wielkość próby, uzyskaną wartość tego współczynnika można tłumaczyć dużą wielkością próby w prezentowa-nych badaniach (Zakrzewska, 2004). Ponadto wszystkie ładunki wybranego modelu trójczynnikowego (całkowi-

cie standaryzowane lambda X) były istotne statystycznie (p < 0,001).

Wyliczono dodatkowo interkorelacje między czynni-kami oraz rzetelność podskal dla rozwiązania trójczyn-nikowego. Dane zaprezentowano w tabeli 4. Uzyskane wyniki pokazują powiązanie czynników na poziomie umiarkowanym. Najsilniejszy związek zaobserwowa-no między Obsesją a Przeciążeniem Pracą. Rzetel-ność dla kwestionariusza składającego się z 16 pozycji wyniosła 0,79 (M=33,22; SD=6,61; średnia korelacja

Tabela 3. Wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej: porównanie dopasowania alternatywnych modeli czynnikowych kwestionariusza WART w grupie studentów (N = 415)

Model 2(df) 2/df RMSEA GFI AGFI SRMR 2

Trójczynnikowy1304,81* (101)

3,02 0,07 0,92 0,89 0,07 –

Trójczynnikowy1

(hierarchiczny)362,04* (103)

3,48 0,08 0,90 0,86 0,08 57,23*

Pięcioczynnikowy2737,12* (266)

2,78 0,07 0,86 0,83 0,07 432,31*

Pięcioczynnikowy2

(hierarchiczny)761,90* (270)

2,82 0,07 0,85 0,82 0,07 457,09*

Jednoczynnikowy2999,10* (275)

3,63 0,09 0,82 0,79 0,08 694,29*

Nota. *p < 0,001. 1Model dla kwestionariusza składającego się z 16 pozycji kwestionariusza. 2Model dla kwestionariusza składającego się z 25 pozycji kwestionariusza.



między pozycjami wynosiła 0,19). Rzetelność pod-skal nie jest w pełni satysfakcjonująca (por. tabela 4).

Przy braku równoliczności reprezentantów obojga płci (285 kobiet i 130 mężczyzn) nie stwierdzono istot-nych statystycznie różnic między kobietami i mężczy-znami w poziomie pracoholizmu, mierzonego 16 pozy-cyjnym kwestionariuszem WART-R (F(1, 413)<1).

BADANIE 3KONFIRMACYJNA ANALIZA CZYNNIKOWA

KWESTIONARIUSZA WART-R W GRUPIE PRACOWNIKÓW

METODA

OSOBY BADANE

Badania obejmowały próbę ogólnopolską pracow-ników: mieszkańców większych i mniejszych miast Polski: Warszawy, Trójmiasta, Poznania, Bydgoszczy,

Opola, Międzyrzecza, Pruszkowa oraz Łomży. Próba pracowników liczyła 538 osób, 319 kobiet i 219 męż-czyzn, w wieku 19–80 lat (M=34,16; SD=9,97).

WYNIKIAnalizę konfirmacyjną przeprowadzono według

takiego samego schematu i przy użyciu takich samych współczynników dopasowania jak w przypadku wali-dacji modeli na próbie studentów (por. Badanie 2). W grupie studentów wskaźniki dopasowania przyjęły bardzo podobne wartości jak w grupie pracowników. Na podstawie wskaźników dopasowania wybrano trój-czynnikowy model czynników równorzędnych. War-tość GFI dla tego modelu – podobnie jak w grupie studentów – jako jedyna przekroczyła próg 0,90, co wskazuje na bardzo dobre dopasowanie i nie skłania do modyfikacji modelu. Wszystkie ładunki czynniko-we dla wybranego rozwiązania (całkowicie standaryzo-

wane lambda X) były istotne statystycznie (p<0,001).

Tabela 4. Interkorelacje, współczynniki rzetelności i statystyki opisowe dla struktury trójczynnikowej WART-R (N=415)



Nota. Wartości współczynnika rzetelności Cronbacha wyróżniono pogrubieniem. Wszystkie współczynniki korelacji istotne na poziomie p < 0,001. Odpowiedzi udzielano na skali od 1 do 4.

Tabela 5. Wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej: porównanie dopasowania alternatywnych modeli czynnikowych kwestionariusza WART w grupie pracowników (N=538)

Model 2(df) 2/df RMSEA GFI AGFI SRMR 2

Trójczynnikowy1446,66* (101)

4,42 0,08 0,91 0,87 0,07 –

Trójczynnikowy (hierarchiczny)1

527,65* (103)

5,07 0,09 0,89 0,85 0,08 80,99*

Pięcioczynnikowy2938,68* (266)

3,54 0,07 0,87 0,84 0,07 492,02*

Pięcioczynnikowy (hierarchiczny)2

973,27* (270)

3,60 0,07 0,86 0,83 0,08 526,61*

Jednoczynnikowy21385,61*

(275)5,04 0,10 0,79 0,76 0,08 938,95*

Nota. * p < 0,001. 1 Model dla kwestionariusza składającego się z 16 pozycji kwestionariusza. 2 Model dla kwestionariusza składającego się z 25 pozycji kwestionariusza.



Wyliczono interkorelacje między czynnikami oraz rzetelność podskal dla rozwiązania trójczynnikowego. Dane zaprezentowano w tabeli 6. Uzyskane wyniki pokazują pozytywne związki między czynnikami o umiarkowanym natężeniu – najsilniejsza korelacja występuje pomiędzy Kontrolą a Przeciążeniem Pracą. Rzetelność dla kwestionariusza składającego się z 16 pozycji wyniosła 0,82 (M=35,29; SD=7,36; średnia korelacja między pozycjami wynosiła 0,23). Rzetel-ność podskal okazała się również w pełni satysfakcjo-nująca (por. tabela 6).

Warto zwrócić uwagę, że mimo braku równolicz-ności reprezentantów obojga płci (319 kobiet i 219 mężczyzn) , nie stwierdzono istotnych statystycznie różnic między kobietami i mężczyznami w poziomie pracoholizmu, mierzonego 16 pozycyjnym kwestiona-riuszem WART-R (F(1, 536)<1).

BADANIE 4

TRAFNOŚĆ TEORETYCZNA (KRYTERIALNA) KWESTIONARIUSZA WART-R

Celem badania było zweryfikowanie szeregu ocze-kiwań dotyczących związków między wymiarami pra-coholizmu mierzonego za pomocą WART-R i ade-kwatnymi wskaźnikami kryterialnymi. Na podstawie dotychczasowych badań nad pracoholizmem można poczynić kilka przewidywań dotyczących korelatów zjawiska pracoholizmu.

W literaturze przedmiotu wskazuje się na rolę motywów zewnętrznych w osobowości pracoholicznej: pragnienia uwydatnienia własnego znaczenia, dążenia do konkurencji w obawie przed własną zawodnością,

potrzeby kompensacji zwątpienia w siebie. Według Machlowitz (1978, 1981, za: Poppelreuter, 1997) pra-coholicy są w dużym stopniu zainteresowani własną znaczącą pozycją w pracy. Helldorfer (1987) rozważa patologiczny, przymusowy charakter działania praco-holika w kontekście silnej potrzeby podobania się innym. Wydaje się, że wysoka potrzeba zdobycia uzna-nia, szacunku w oczach innych dotyczy u pracoholików w głównej mierze sprawności zadaniowych. W niskim stopniu natomiast pracoholicy zainteresowani są apro-batą i uznaniem społecznym za cechy związane z mo-ralnością. Przesłanką do takiego przypuszczenia są badania Burke (2000), z których wynika, między inny-mi, że pracoholizm jest związany ze specyficznymi personalnymi przekonaniami, iż nie istnieją żadne uniwersalne zasady moralne. Oczekiwać można zatem, że pracoholizm jest związany z obniżoną potrzebą aprobaty społecznej w zakresie cech moralnych (takich jak, np. uczciwość, prawdomówność, życzliwość).

Z badań wynika również, że pracoholików cechują negatywne emocje, przede wszystkim typu lękowego (Burke i Matthiesen, 2004, Spence i Robbins, 1992; Haymon, 1993, za: Poppelreuter, 1997, też: Oates, 1971; Robinson, 1989). Można zatem oczekiwać pozy-tywnego związku między pracoholizmem a afektyw-nością negatywną.

W związku z pracoholicznym przymusem pracy i ukierunkowaniem na powinność działania przewidy-wano, że ważne znaczenie dla dynamiki uporczywości pracy mają rozbieżności między Ja aktualnym a Ja powinnościowym i związane z nimi emocjonalno-motywacyjne konsekwencje (emocje lęku, niepokoju). W związku z tym, że pracoholizm można uznać za strategię redukcji lęku (por. Wojdyło, 2005), można

Tabela 6. Interkorelacje, współczynniki rzetelności i statystyki opisowe dla struktury trójczynnikowej WART-R (N=538)



Nota. Wartości współczynnika rzetelności Cronbacha wyróżniono pogrubieniem. Wszystkie współczynni-ki korelacji istotne na poziomie p < 0,001. Odpowiedzi udzielano na skali od 1 do 4.



przewidywać, że wysoka rozbieżność Ja związana z emocjami negatywnymi sprzyja uporczywości pracy. Ponieważ jednak uporczywe zaangażowanie w pracę zmniejsza natężenie lęku może w konsekwencji redu-kować rozbieżność Ja in minus. Przewidywano więc, że pracoholizm będzie związany ujemnie z rozbieżnoś-cią Ja.

METODA

OSOBY BADANE

W celu weryfikacji hipotez przeprowadzono ana-lizy korelacji między pracoholizmem a odpowiednimi wskaźnikami kryterialnymi. W badaniu wzięły udział 371 osoby, 164 pracowników i 207 studentów, 277 kobiet i 94 mężczyzn, w wieku 18-61 lat (M=25,40; SD=7,80).

NARZĘDZIAPoziom aprobaty społecznej mierzono kwestiona-

riuszem aprobaty społecznej KAS Drwala i Wilczyń-skiej (1980). Narzędzie odnosi się do aprobaty spo-łecznej w zakresie cech moralnych. Do pomiaru poziomu rozbieżności Ja użyto skali rozbieżności Ja aktualne/Ja powinnościowe SkRAP w opracowaniu Wojdyło (2004). Narzędzie składa się z dwóch pod-skal: Ja aktualne ( =0,84), Ja powinnościowe ( =0,89). Wynikiem w skali SkRAP jest rozbieżność globalna (RG), będąca sumą rozbieżności ocen każdej z 12 cech tworzących podskalne. Do pomiaru afektyw-

ności negatywnej użyto skalę afektu negatywnego PANAS Watsona, Clarka i Tellegena (1988), w adap-tacji polskiej Brzozowskiego.

WYNIKIZgodnie z oczekiwaniami, odnotowano znaczącą

ujemną korelację między pracoholizmem a potrzebą aprobaty społecznej w zakresie cech moralnych oraz pozytywny związek między pracoholizmem i afektem negatywnym. Jeden wymiar pracoholizmu – kontrola związany był istotnie statystycznie z potrzebą aproba-ty społecznej. Osoby badane, które charakteryzują się wysoką kontrolą, mierzoną WART-R uzyskują niskie wyniki w poziomie potrzeby aprobaty społecznej w za-kresie cech moralnych.

Wysoki afekt negatywny związany jest z wysokim natężeniem w zakresie wszystkich trzech wymiarów WART-R, najsilniejszy związek odnotowano z wymia-rem kontroli. Im wyższe nasilenie niezdolności do kontrolowania nawyków pracy, tym wyższe emocje negatywne. Rozbieżność Ja wprawdzie na poziomie wyniku ogólnego nie korelowała istotnie statystycznie z pracoholizmem, ale odnotowano znaczące i zgodne z przewidywaniami ujemne korelacje między rozbież-nością Ja a dwoma wymiarami WART-R: Obsesją-Kompulsją oraz Przeciążeniem Pracą. Im wyższe nasi-lenie obsesji pracy i przeciążenia nią, tym niższa rozbieżność między Ja aktualnym a Ja powinnościo-wym. Uzyskane wyniki analiz związane z przewidywa-niami zaprezentowano w tabeli 7.

Tabela 7. Korelacje pomiędzy wynikiem ogólnym WART-R i wymiarami pracoholizmu a aprobatą społeczną, rozbieżnością Ja i afektem negatywnym (N=371) oraz statystyki opisowe

Zmienna 1. 2. 3. 4. M SD

1. Suma (WART-R) – 2,06 0,382. Kontrola 0,76** – 2,22 0,493. Obsesja-Kompulsja 0,75** 0,24*** – 1,77 0,494. Przeciążenie Pracą 0,69** 0,28*** 0,43*** – 2,29 0,685. Aprobata społeczna –0,27*** –0,44*** –0,01 –0,06 16,67 4,756. Rozbieżność Ja –0,06 0,09 –0,14* –0,14** 680,52 934,527. Negatywny afekt 0,38*** 0,42*** 0,20*** 0,16** 32,24 11,18

Nota. * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001



DYSKUSJA I WNIOSKI

Pracoholizm jest złożonym zjawiskiem, który jak dotąd doczekał się niewielu badań empirycznych. W badaniach dotyczących przyczyn i konsekwencji zjawiska potrzebne jest rzetelne i trafne narzędzie pozwalające diagnozować występowanie jak i nasile-nie syndromu. Jednym z kroków zmierzających do tego celu było stworzenie polskiej adaptacji jednej z najpopularniejszych skal mierzących pracoholizm – Work Addiction Risk Test (Robinson, 1999).

W zaprezentowanych badaniach dokonano rewizji wstępnego, pięcioczynnikowego modelu WART (por. Wojdyło, 2005). Analizy przeprowadzone na dwóch próbach – studentów i pracowników – pokazały, że model złożony z trzech czynników: Kontroli, Obsesji-Kompulsji i Przeciążenia Pracą w porównaniu z pię-cioczynnikową strukturą wykazuje lepsze dopasowanie do danych. Uzyskano zatem model prosty, łatwy do interpretacji i stosowania zarówno w dalszych bada-niach trafności oraz normalizacji jak i w praktyce psy-chologicznej. Uzyskane wskaźniki modelu trójczynni-kowego spełniały standardy w obrębie wykorzystanych wskaźników dopasowania, i co więcej nie zasugerowa-ły konieczności modyfikacji modelu. Nie zdecydowano się na dodatkowe modyfikacje struktury również ze względu na to, że zwiększanie dopasowania mogłoby obniżać prawdopodobieństwo jej replikacji w kolej-nych badaniach (por. Kashy i in., 2009).

Uzyskana struktura czynników zbliżona jest do trójczynnikowego modelu wersji amerykańskiej WART, uzyskanego przez Flowers i Robinsona (2002): Kompulsywnych Tendencji, Kontroli oraz Zaburzonej komunikacji/Zaabsorbowania sobą. Zasadnicza różni-ca między tymi modelami polega na tym, że w polskiej próbie najwięcej wariancji wyjaśnił czynnik Kontroli, natomiast w badaniach amerykańskich, jak i holender-skiej replikacji WART (Taris i in., 2005) – wymiar Tendencji kompulsywnych. Poza tym, w polskiej adap-tacji uzyskano trzeci czynnik – Przeciążenia pracą, prawie całkowicie zbieżny w swej strukturze z wymia-rem uzyskanym w pierwotnej amerykańskiej wersji WART Robinsona i Posta (1994). Różnice w struktu-rze czynnikowej WART-R pomiędzy wersją amery-

kańską i holenderską a wersją polską mogą sugerować istnienie różnic kulturowych między polskim i zachod-nim pracoholizmem, czy ogólniej: stylem i zachowa-niami w pracy. Kwestia ta wymaga dalszych eksplora-cji w zakresie porównań międzykulturowych.

Reasumując, zaprezentowane badania pokazały, że WART-R jest narzędziem o wysokiej trafności teo-retycznej oraz satysfakcjonującej rzetelności. Co istot-ne, wskaźniki rzetelności wykazywały stabilność w dwóch analizowanych próbach (próba A i B). Trój-czynnikowa struktura może sprzyjać konkluzywnej diagnozie psychologicznej, gdyż każdy z tych wymia-rów dotyczy najistotniejszych objawów pracoholizmu. Narzędzie wymaga jednak dalszych weryfikacji – prze-de wszystkim określenia związków z zachowaniem w pracy, funkcjonowaniem w życiu prywatnym, rodzin-nym, czy funkcjonowaniem zadaniowym w sytuacjach eksperymentalnych. Należałoby się spodziewać, że osoby o wysokim natężeniu pracoholizmu będą zanie-dbywały związki interpersonalne, życie rodzinne, cha-rakteryzowały się większą uporczywością w działaniu w sytuacji porażki bądź przy minimalnym prawdopo-dobieństwie sukcesu (por. Wojdyło, w druku). W dal-szych pracach nad weryfikacją trafności teoretycznej WART-R konieczne jest uwzględnienie badań w para-dygmacie longitudinalnym, które pozwoliłby potwier-dzić trafność prognostyczną narzędzia. Dzięki temu WART-R mógłby być narzędziem ułatwiającym zapo-bieganie patologiom życia zawodowego, poprzez wprowadzenie odpowiednich środków zapobiegają-cych wystąpieniu pełnego nasilenia symptomów pra-coholizmu.

LITERATURA CYTOWANA

Andreassen, C. S., Ursin, H. i Eriksen, H. R. (2007). The relationship between strong motivation to work, “workaholism” and health. Psychology and Health, 22,

615–629. Bakker, A. B., Demerouti, E. i Burke, R. (2009). Worka-

holism and relationship quality: a spillover-crossover perspective. Journal of Occupational Health Psychology,

14, 23–33.



Bonebright, C. A. Clay, D. L. i Ankenmann R. D. (2000). The relationship of workaholism with work-life con-flict, life satisfaction and purpose in life. Journal of

Counseling Psychology, 4, 469–477.Browne, M. W. i Cudeck, R. (1993). Alternative ways of

assessing model fit, [w:] K.A. Bollen i J.S. Long (red.), Testing structural equation models (s. 136–162). New Bury Park: Sage.

Burke, R. J. (2000). Workaholism in organizations: the role of personal beliefs and fears. Anxiety, Stress and Coping,

13, 53–64.Burke, R. J. i Matthiesen, S. (2004). Short communication:

Workaholism among Norwegian journalists: anteced-ents and concequences. Stress and Health, 20, 301–308.

Burke, R. J., Oberklaid, F. i Burgess, Z. (2004). Workahol-ism among Australian women psychologists: Anteced-ents and consequences. Women in Management Review,

5, 252–259. Drwal, R. Ł. i Wilczyńska, J. T. (1980). Opracowanie kwe-

stionariusza aprobaty społecznej. Przegląd Psychologicz-

ny, 23, 569–581.Ersoy-Kart, M. (2005). Reliability and validity of the

workaholism battery (Work-BAT): Turkish form. Social

Behavior and Personality, 33, 609–618. Ferenczi, S. (1919). Sonntagsneurosen, [w:] M. Ballint

(1979), Sandor Ferenczi – Schriften zur Psycho-analyse

(tom 1, s. 260–265). Frankfurt: Fischer.Flowers, C. i Robinson, B. E. (2002). A structural and

discriminant analysis of the Work Addiction Risk Test. Educational and Psychological Measurement, 62,

517–526.Galperin, B. L. i Burke, R. J. (2006). Uncovering the rela-

tionship between workaholism and workplace destru-ctive and constructive deviance: an exploratory study. International Journal of Human Resource Management,

17, 331–347.Gebsattel, V. E. (1954). Prolegomena einer medizinischen

Anthropologie. Berlin: Springer.Helldorfer, M. C. (1987). Church professionals and work

addiction. Studies in Formative Spirituality, 8, 199–210.Hornowska, E. i Paluchowski, W. J. (2007). Praca – skrywa-

na obsesja. Wyniki badań nad zjawiskiem pracoholizmu.

Poznań: Bogucki Wydawnictwo Naukowe.Hu, L. T. i Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit

indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation

Modeling, 6, 1–55. Johnstone, A. i Johnston, L. (2005). The relationship

between organizational climate, occupational type and

workaholism. New Zealand Journal of Psychology, 34,

181–188.Kanai, A., Wakabayashi, M. i Fling, S. (1996). Workaho-

lism among employees in Japanese corporations: An examination based on the Japanese version of the Workaholism Scales. Japanese Psychological Research,

38, 192–203. Kashy, D., Donnellan, M., Ackerman, R. i Russell, D.

(2009). Reporting and interpreting research in PSPB: Practices, principles, and pragmatics. Personality And

Social Psychology Bulletin, 35, 1131–1142Killinger, B. (2007). Pracoholicy. Szkoła przetrwania. Poznań:

Dom Wydawniczy Rebis.Łukaszewski, W. (1974). Osobowość: struktura i funkcje

regulacyjne. Warszawa: PWN.Mcmillan, L. H. W., Brady, E. C., O’Driscoll, M. P. i Marsh,

N.V. (2002). A multifaceted validation study of Spence and Robbins’ (1992) Workaholism Battery. Journal

of Occupational and Organizational Psychology, 75,

357–368. Mcmillan, L. H. W., O’Driscoll, P. M. i Brady, E. C. (2004).

The impact of workaholism on personal relations-hips. British Journal of Guidance and Counselling, 32,

171–186.Mudrack, P. E. i Naughton, T. J. (2001). The Assessment

of Workaholism as Behavioral Tendencies: Scale Deve-lopment and Preliminary Empirical Testing. Internatio-

nal Journal of Stress Management, 2, 93–111. Ng, T. W. H., Sorensen, K. L. i Feldman, D. C. (2007).

Dimensions, antecedents, and consequences of worka-holism: a conceptual integration and extension. Journal

of Organizational Behavior, 28, 111–136. Oates, W. (1971). Confession of a workaholic. New York:

Abingdon.Retowski, S. (2003). Pracoholizm – próba teoretycznego

zdefiniowania zjawiska, [w:] B. Wojciszke i M. Plopa (red.), Osobowość a procesy psychiczne i zachowanie

(s. 313–324). Kraków: Oficyna Wydawnicza Impuls.Poppelreuter, S. (1997). Arbeitssucht. Weinheim: Psycholo-

gie Verlags Union.Robinson, B. E. (1989). Work addiction. Deerfield Beach:

Health Communications.Robinson, B. E. (1996). Concurrent validity of the Work

Addiction Risk Test as a measure of workaholism. Psy-

chological Reports, 79, 1313–1314.Robinson, B. E. (1998). Chained to the desk, A guidebook for

workaholics, their partners and children and the clinicians

who treat them. New York: New York University Press.



Robinson, B. E. (1999). The Work Addiction Risk Test: Development of a tentative measure of workaholism. Perceptual and Motor Skills, 88, 199–210.

Robinson, B. E. i Phillips, B. (1995). Measuring workaho-lism: Content validity of the work addiction risk test. Psychological Reports, 77, 657–658.

Robinson, B. E. i Post, P. (1994). Validity of the Work Addiction Risk Test. Perceptual and Motor Skills, 78,

337–338.Robinson, B. E. i Post, P. (1995). Split-half reliability of the

Work Addiction Risk Test: Development of a measure of workaholism. Psychological Reports, 76, 1226.

Robinson, B. E., Carroll, J. J. i Flowers, C. (2001). Marital estrangement, positive affect, and locus of control among spouses of workaholics and spouses of non-workaholics: a national study. The American Journal of

Family Therapy, 29, 397–410. Spence, J. i Robbins, A. (1992). Workaholism: Definition,

measurement and preliminary results. Journal of Perso-

nality Assessment, 58, 160–178.Tabachnick, B. G. i Fidell, L. S. (2007). Using multivariate

statistics. Boston: Pearson Education.Tanaka, J. S. i Huba G. J. (1989). A general coefficient of

determination for covariance structure models under arbitrary GLS estimation. Journal of Mathematical and

Statistical Psychology, 42, 233–239.

Taris, T. W., Schaufeli, W. B. i Verhoeven, L. C. (2005). Workaholism in the Netherlands: Measurement and implications for job strain and work-nonwork conflict. Applied Psychology: An International Review, 54, 37–60.

Watson, D., Clark, L. A. i Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and nega-tive affect: The PANAS scales. Journal of Personality

and Social Psychology, 54, 1063–1070. Wojdyło, K. (2004). Skala pomiaru rozbieżności Ja (SkRAP)

– konstrukcja narzędzia oraz wstępna charakterystyka psychometryczna. Nowiny Psychologiczne, 4, 27–45.

Wojdyło, K. (2005). Kwestionariusz pracoholizmu (WART) – adaptacja narzędzia i wstępna analiza właściwości psychometrycznych. Nowiny Psychologiczne, 4, 71-84.

Wojdyło, K. (2007). Koncepcja osobowościowych wyznacz-ników pracoholizmu. Weryfikacja założeń w korelacyj-nym modelu. Studia Psychologiczne, 45, 53-65 .

Wojdyło, K. (w druku). Funkcjonowanie pracoholików w sytuacji zadaniowej. Przegląd Psychologiczny.

Zakrzewska, M. (2004). Konfirmacyjna analiza czynnikowa w ujęciu pakietu statystycznego LISREL 8.51 (2001) Karla G. Jöreskoga i Daga Sörboma, [w:] J. Brzeziński (red.), Metodologia badań psychologicznych. Wybór teks-

tów (s. 442–478). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN.

KWESTIONARIUSZ DO POMIARU PRACOHOLIZMU:...

Documents

Transcript of KWESTIONARIUSZ DO POMIARU PRACOHOLIZMU:...