Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu WART-R - Work

Studia Psychologiczne. t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
PL ISSN 0081-685X
Kamila Wojdyło
Jacek Buczny
Instytut Psychologii
Uniwersytet Gdański
Szkoła Wyższa Psychologii Społecznej
Wydział Zamiejscowy w Sopocie
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 analizy 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
WPROWADZENIE
Uzależnienie od pracy określa się najczęściej jako
zjawisko, polegające na obsesyjnym zaangażowaniu
w pracę z konsekwencjami zaburzeń w sferze funkcjonowania podmiotowego (np. Burke, 2000a, Spence
i Robbins, 1992, Hornowska i Paluchowski, 2007, Wojdyło, 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-
1
Badania częściowo finansowane z grantu BW: 7400-5-0355-9.
towana jest przez jednostkę jak praca. Zjawisko dotyczy 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 zainteresowanie 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 charakter empiryczny. Niewielka liczba empirycznych
68
Kamila Wojdyło, Jacek Buczny
prac dotyczących pracoholizmu związana jest, między
innymi, z brakiem trafnych, rzetelnych metod pomiaru zjawiska (por. Burke, 2000a). Do najczęściej używanych 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 Robinsona (Bakker i in., 2009, Robinson i in., 2001).
Różni badacze proponują nieco odmienne konceptualizacje 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 Satysfakcja 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 pracowników socjalnych z wyższym wykształceniem, (b) użytej metody do testowania trójczynnikowej struktury
pracoholizmu – zamiast analizy czynnikowej wykorzystano analizę skupień, która należy do najczęściej krytykowanych metod analizy statystycznej (por. Hornowska i Paluchowski, 2007).
Hornowska i Paluchowski (2007) wyodrębnili cztery czynniki konstytuujące uzależnienie od pracy: Utrata Kontroli nad Pracą, Perfekcjonistyczny Styl Pracy,
Ogólne Poglądy na Pracę oraz Spostrzegana Opresyjność Organizacji. Autorzy wykorzystując do konstrukcji własnego narzędzia, między innymi Kwestionariusz
WART, utworzyli Kwestionariusz Obciążenia Pracą,
którego czteroczynnikową strukturę potwierdzono
z użyciem eksploracyjnej analizy czynnikowej.
Wiele innych badań, obejmujących różne narodowości, 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 wymiarów 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 mierze 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: pracoholizmu w formie bezustannego zapracowania (niestrudzeni pracoholicy), naprzemiennych faz przymusu
pracy i przymusu jej unikania (bulimiczni pracoholicy), ustawicznej potrzeby zmiany aktywności (pracoholicy z deficytem koncentracji uwagi), rozdrabniania
się w detalach pracy (pracoholicy „rozkoszujący się
pracą”), czy uzależnienia przejawiającego się w uporczywej pomocy innym (troskliwi pracoholicy) (Robinson, 1998). Właściwość przymusu pracy oznacza „niemożność zaprzestania czy przerwania pracy”,
występującego przede wszystkim na poziomie umysłowym, to jest w postaci myślenia o pracy. W rezultacie
skutkuje to tak zwanym „pracowaniem bez pracy”
u pracoholika. Chodzi tu o proces uporczywego planowania 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, produktywność, ilość, jak również – proces uporczywego
analizowania działań sfinalizowanych.
Robinson (1998) definiuje pracoholizm jako obsesyjno-kompulsyjne zaburzenie. Tak rozumiane zjawisko uzależnienia od pracy posłużyło do konstrukcji
kwestionariusza do pomiaru pracoholizmu Work
Addiction Risk Test. Narzędzie cechują dobre właściwości psychometryczne, wysoka rzetelność (Robinson
i Post, 1995) i trafność treściowa (Robinson i Phillips,
1995). Pierwsze badania amerykańskie dotyczące trafności kwestionariusza (Robinson i Post, 1994) wskazały, że obejmuje on pięć symptomów pracoholizmu:
Przeciążenie Pracą, Poczucie Własnej Wartości, Kontrola/Perfekcjonizm, Zaniedbywanie Bliskich Związków oraz Odniesienie do Przyszłości/Umysłowe Zaabsorbowanie. W kolejnych badaniach – z zastosowaniem
eksploracyjnej analizy czynnikowej Flowers i Robin-
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia
son (2002) wykryli nieco odmienną od powyższej
strukturę WART, składającą się z pięciu następujących
czynników: Kompulsywne Tendencje, Niezdolność do
Kontrolowania Nawyków Pracy, Zaburzona Komunikacja/Zaabsorbowanie Sobą, Niezdolność do Delegowania Pracy oraz Poczucie Wartości Związane z Pracą.
Potwierdzenie dla pięcioczynnikowej amerykańskiej
wersji kwestionariusza wykrytej przez Flowers i Robinsona uzyskano z zastosowaniem konfirmacyjnej analizy w badaniach holenderskich (Taris i in., 2005).
Dotychczasowe badania dotyczące WART wskazują, 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 niepracoholików. Są to: Kompulsywne Tendencje, Niezdolność do
Kontrolowania Nawyków Pracy oraz Zaburzona
Komunikacja/Zabsorbowanie Sobą. Czynnikiem najbardziej znaczącym (o największym stopniu różnicowania grup) okazał się wymiar: Kompulsywne Tendencje. Jednocześnie w tych samych badaniach
wykryto, że kwestionariusz WART może być stosowany 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 porównywalnie trafnie, jak cały kwestionariusz, w związku
z czym autorzy sugerują wystarczalność używania
w badaniach wyłącznie ośmiopozycyjnej skali Tendencji 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: ObsesjaKompulsja, Emocjonalne pobudzenie/Perfekcjonizm,
Przeciążenie Pracą, Orientacja na Wynik, Poczucie
Własnej Wartości. Podobnie jak w badaniach amerykańskich i holenderskich okazało się, że wymiar Obsesji-Kompulsji wyjaśniał największą ilość wariancji
pracoholizmu. Poza tym uzyskane rezultaty dotychczasowych badań adaptacyjnych WART (patrz: tabela 2, Wojdyło, op. cit.) wskazały, że układ czynników
dopuszczający możliwość ich skorelowania jest roz-
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
69
wiązaniem lepiej wyjaśniającym strukturę kwestionariusza niż model hierarchiczny. Otrzymane wyniki
zasugerowały więc, że bardziej adekwatną metodą
analizy czynnikowej od użytej we wcześniejszych badaniach 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 strukturę pracoholizm do maksymalnie trzech czynników
jako wystarczająco wyjaśniających syndrom (Flowers,
Robinson, 2002, Taris i in., 2005), oczekiwano ujawnienia się trójczynnikowej struktury kwestionariusza
WART.
Badania dotyczące trafności teoretycznej kwestionariusza Work Addiction Risk Test pokazały, że wyniki WART korelują istotnie statystycznie z wynikami
Inwentarza Stanu i Cechy Lęku (STAI X-2) oraz
Inwentarza Pomiaru Wzoru Zachowania A (Robinson, 1996). Znaczące korelacje odnotowano również
z wynikami czterech skal aktywności Jenkinsa (Robinson, 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 teoretycznej kwestionariusza posłużono się Kwestionariuszem Aprobaty Społecznej Drwala i Wilczyńskiej
(1980), skalą rozbieżności Ja aktualne/Ja powinnościowe SkRAP w opracowaniu własnym (Wojdyło,
2004) oraz skalą afektu negatywnego PANAS Watsona, Clarka i Tellegena (1988), w polskiej adaptacji
autorstwa Brzozowskiego. W modelu dotyczącym pracoholizmu przyjmuje się, że obsesja pracy jest związana 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
Kamila Wojdyło, Jacek Buczny
70
WART z zastosowaniem eksploracyjnej analizy czynnikowej 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 studentów (badanie 2, próba A) i 538 pracowników
(badanie 3, próba B). Celem badania 4 było kreślenie trafności teoretycznej nowej wersji narzędzia
(próba C).
pracoholizmu lub ryzyko uzależnienia od pracy, w zależności od wysokości wyniku. Na ukształtowany przymus pracy wskazuje wynik powyżej 56 punktów: wynik
wysoki (67–100 punktów) jest wskaźnikiem uzależnienia 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 rozwoju pracoholizmu).
We wstępnych badaniach dotyczących psychometrycznych właściwości polskiej wersji WART wyniki
analizy struktury wewnętrznej kwestionariusza wskazały na jego wysoką zgodność wewnętrzną (Wojdyło,
2003).
BADANIE 1
EKSPLORACYJNA ANALIZA CZYNNIKOWA WART
I WŁASNOŚCI PSYCHOMETRYCZNE WART-R
WYNIKI
METODA
OSOBY BADANE
Badanie przeprowadzono w grupie 218 osób: studentów (Uniwersytetu Opolskiego, Zielonogórskiego
oraz Politechniki Opolskiej) oraz pracowników.
Z uwagi na niekompletne dane w analizach statystycznych wykorzystano wyniki 211 badanych: 75 studentów i 136 pracowników, w tym 149 kobiet i 62 mężczyzn, 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 WART
Narzędzie składa się z 25 pozycji, mierzących reakcje 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
Zastosowano eksploracyjną analizę czynnikową
metodą największej wiarygodności. Jako metodę
rotacji przyjęto rotację ukośną Oblimin z parametrem 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 rozwiązanie 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 wyjaśnionej wariancji dla poszczególnych składowych: była
ona największa dla pierwszych trzech czynników
(odpowiednio 21,43%, 6,69% i 3,56%). Uwzględnienie kolejnych czynników nie zwiększyłoby znacząco
procentu wariancji wyjaśnionej, gdyż uzyskanie 50%
wiązałoby się z koniecznością analizy struktury dziesięcioczynnikowej.
Po wykonaniu kolejnej analizy czynnikowej, zakładającej strukturę trójczynnikową, usunięto dziewięć
pozycji. Pozycję 1 wyłączono z dalszych analiz ponieważ 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.
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
71
Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia
Po wykluczeniu dziewięciu pozycji przeprowadzono 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 szesnastopozycyjnego 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)
Wymiary
pracoholizmu
1. Kontrola
2. ObsesjaKompulsja
3. Przeciążenie
Pracą
Czynniki
Pozycja
12. Tracę panowanie nad sobą, jeśli sprawy nie idą po
mojej myśli
4. Irytuję się, gdy ktoś przerywa mi w chwili, kiedy jestem
czymś zajęta/y.
17. Denerwuję się, gdy jestem w sytuacji, której nie mogę
kontrolować.
13. Nie zdając sobie z tego sprawy, zadaję ponownie to
samo pytanie, chociaż już dawno otrzymałam/em na
nie odpowiedź.
16. Złoszczę się, gdy ludzie nie są w stanie sprostać moim
wymaganiom.
2. Niecierpliwię się, gdy muszę czekać na kogoś innego
lub na coś, co trwa zbyt długo.
14. Wiele czasu spędzam planując i myśląc o przyszłych
zdarzeniach, ignorując to, co dzieje się tu i teraz.
23. Poświęcam więcej myśli, czasu i energii pracy niż
związkom z przyjaciółmi czy osobami, które kocham.
20. Poświęcam więcej czasu na pracę niż na spotkania
z przyjaciółmi, zainteresowania czy też inne formy
spędzania czasu wolnego.
22. Denerwuję się na siebie, gdy popełniam nawet
najmniejszy błąd.
19. Trudno jest mi odprężyć się, gdy nie pracuję.
24. Zapominam, ignoruję lub lekceważę urodziny, zjazdy,
rocznice czy wakacje.
15. Kontynuuję pracę nawet wtedy, gdy współpracownicy
ogłosili jej koniec.
5. Jestem stale zajęta/y i zbyt wiele rzeczy wykonuję
natychmiast.
6. Równocześnie robię dwie lub trzy rzeczy, np. jem
i zapisuję sprawy istotne w chwili, gdy rozmawiam
przez telefon.
3. Wydaje się, że spieszę się i ścigam z czasem.
Wartość własna
Procent wariancji wyjaśnionej
h2
1
2
3
0,67
0,27
0,31
0,46
0,67
0,14
0,26
0,45
0,65
0,24
0,22
0,43
0,54
0,13
0,20
0,29
0,52
0,31
0,19
0,30
0,50
0,13
0,15
0,25
0,41
0,12
0,16
0,17
0,17
0,79
0,31
0,63
0,02
0,69
0,42
0,55
0,47
0,65
0,28
0,51
0,24
0,54
0,28
0,30
0,15
0,46
0,28
0,22
0,15
0,40
0,14
0,17
0,26
0,38
0,76
0,58
0,24
0,25
0,64
0,42
0,39
3,81
23,82
0,35
1,56
9,75
0,61
1,03
4,79
0,42
Nota. Pogrubione wartości ładunków czynnikowych reprezentują wartości najwyższe dla danego czynnika. h2 wartość
współczynnika zmienności wspólnej.
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
Kamila Wojdyło, Jacek Buczny
72
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 A 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 tabelach 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 czynnikiem Obsesji-Kompulsji i Przeciążenia Pracą, a najsłabsza, dodatnia i niska korelacja między Kontrolą
a Obsesją-Kompulsją. Wyniki rzetelności dla poszczególnych wymiarów przedstawiono w tabeli 2. Dwa
czynniki uzyskały zatem wymagane wartości współczynnika A Cronbacha powyżej 0,70.
Warto zwrócić uwagę, że mimo braku równoliczności reprezentantów obojga płci (149 kobiet i 62
mężczyzn), nie stwierdzono istotnych statystycznie
różnic między kobietami i mężczyznami w poziomie
pracoholizmu, mierzonego 16 pozycyjnym kwestionariuszem WART-R (F(1, 209) < 1).
BADANIE 2
KONFIRMACYJNA ANALIZA CZYNNIKOWA
KWESTIONARIUSZA WART-R W GRUPIE
STUDENTÓW
METODA
OSOBY BADANE
Badania obejmowały próbę ogólnopolską studentów: mieszkańców większych i mniejszych miast Polski: Warszawy, Trójmiasta, Poznania, Bydgoszczy,
Opola, Międzyrzecza, Pruszkowa oraz Łomży. Próba
studentów liczyła 415 osób (285 kobiet i 130 mężczyzn), w wieku 18-46 lat (M=20,72; SD=2,20)2.
WYNIKI
Przeprowadzono konfirmacyjną analizę czynnikową. Jej celem było sprawdzenie dopasowania modelu
trójczynnikowego WART-R do danych zebranych na
podstawie pomiaru w nowej próbie (A). Przeprowadzone analizy służyły także porównaniu dopasowania
modelu trójczynnikowego WART-R i modelu pięcioczynnikowego WART, opracowanego we wcześniejszych pracach i składającego się z 25 pozycji (Wojdyło,
2005). Ze względu na różnice w liczbie pozycji składających się na model trójczynnikowy i model pięcioczynnikowy oceny dopasowania modelu dokonano na podstawie 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. Kontrola
2. Obsesja-Kompulsja
3. Przeciążenie Pracą
1.
2.
0,73
0,29
0,36
0,74
0,41
3.
M
SD
0,67
2,38
1,92
2,45
0,55
0,61
0,71
Nota. Wartości współczynnika rzetelności A 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.
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
73
Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia
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 współczynnikami były GFI (Goodness of Fit Index) i AGFI (Adjusted GFI). Wskaźnik GFI można interpretować analogicznie jak R2 w analizie regresji wielokrotnej (Tanaka
i Huba, 1989). Przyjmuje się, że wartości współczynnika
równe 0,90 bądź większe oznaczają dobre dopasowanie, 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 współczynnika jest nie większa niż 0,08 (Hu i Bentler, 1999).
Przeanalizowano pięć modeli. Najpierw analizie
poddano model trójczynnikowy w wersji czynników równorzędnych oraz w wersji czynników hierarchicznych.
W tej ostatniej założono istnienie jednego nadrzędnego
czynnika – wspólnego źródła wariancji. Kolejne dwie
analizy przeprowadzono korzystając z rozwiązania pięcioczynnikowego (Wojdyło, 2005) w dwóch wersjach:
czynników równorzędnych i modelu hierarchicznego (jeden czynnik drugiego rzędu). W ostatniej fazie
wyliczono wskaźniki dla modelu jednoczynnikowego
z wykorzystaniem wszystkich możliwych pozycji kwestionariusza WART. Tabela 3 zawiera wszystkie wymienione wskaźniki dopasowania. Najgorzej dopasowany
był model jednoczynnikowy, gdyż wartości współczynników 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 C2 jest wrażliwy na
wielkość próby, uzyskaną wartość tego współczynnika
można tłumaczyć dużą wielkością próby w prezentowanych badaniach (Zakrzewska, 2004). Ponadto wszystkie
ładunki wybranego modelu trójczynnikowego (całkowicie standaryzowane lambda X) były istotne statystycznie
(p < 0,001).
Wyliczono dodatkowo interkorelacje między czynnikami oraz rzetelność podskal dla rozwiązania trójczynnikowego. Dane zaprezentowano w tabeli 4. Uzyskane
wyniki pokazują powiązanie czynników na poziomie
umiarkowanym. Najsilniejszy związek zaobserwowano między Obsesją a Przeciążeniem Pracą. Rzetelność 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
Trójczynnikowy1
Trójczynnikowy1
(hierarchiczny)
Pięcioczynnikowy2
Pięcioczynnikowy2
(hierarchiczny)
Jednoczynnikowy2
C2(df)
304,81*
(101)
362,04*
(103)
737,12*
(266)
761,90*
(270)
999,10*
(275)
C2/df
RMSEA
GFI
AGFI
SRMR
$C2
3,02
0,07
0,92
0,89
0,07
–
3,48
0,08
0,90
0,86
0,08
57,23*
2,78
0,07
0,86
0,83
0,07
432,31*
2,82
0,07
0,85
0,82
0,07
457,09*
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.
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
Kamila Wojdyło, Jacek Buczny
74
między pozycjami wynosiła 0,19). Rzetelność podskal nie jest w pełni satysfakcjonująca (por. tabela 4).
Przy braku równoliczności reprezentantów obojga
płci (285 kobiet i 130 mężczyzn) nie stwierdzono istotnych statystycznie różnic między kobietami i mężczyznami w poziomie pracoholizmu, mierzonego 16 pozycyjnym kwestionariuszem WART-R (F(1, 413)<1).
BADANIE 3
KONFIRMACYJNA ANALIZA CZYNNIKOWA
KWESTIONARIUSZA WART-R W GRUPIE
PRACOWNIKÓW
METODA
OSOBY BADANE
Badania obejmowały próbę ogólnopolską pracowników: mieszkańców większych i mniejszych miast
Polski: Warszawy, Trójmiasta, Poznania, Bydgoszczy,
Opola, Międzyrzecza, Pruszkowa oraz Łomży. Próba
pracowników liczyła 538 osób, 319 kobiet i 219 mężczyzn, w wieku 19–80 lat (M=34,16; SD=9,97).
WYNIKI
Analizę konfirmacyjną przeprowadzono według
takiego samego schematu i przy użyciu takich samych
współczynników dopasowania jak w przypadku walidacji 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 trójczynnikowy model czynników równorzędnych. Wartość 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 czynnikowe dla wybranego rozwiązania (całkowicie standaryzowane lambda X) były istotne statystycznie (p<0,001).
Tabela 4. Interkorelacje, współczynniki rzetelności i statystyki opisowe dla struktury trójczynnikowej WART-R (N=415)
Wymiary pracoholizmu
1. Kontrola
2. Obsesja-Kompulsja
3. Przeciążenie Pracą
1.
2.
0,76
0,35
0,68
0,58
0,61
3.
0,60
M
SD
2,34
1,70
0,53
0,49
2,24
0,66
Nota. Wartości współczynnika rzetelności A 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
Trójczynnikowy1
Trójczynnikowy
(hierarchiczny)1
Pięcioczynnikowy2
Pięcioczynnikowy
(hierarchiczny)2
Jednoczynnikowy2
C2(df)
446,66*
(101)
527,65*
(103)
938,68*
(266)
973,27*
(270)
1385,61*
(275)
C2/df
RMSEA
GFI
AGFI
SRMR
$C2
4,42
0,08
0,91
0,87
0,07
–
5,07
0,09
0,89
0,85
0,08
80,99*
3,54
0,07
0,87
0,84
0,07
492,02*
3,60
0,07
0,86
0,83
0,08
526,61*
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.
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
75
Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia
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). Rzetelność podskal okazała się również w pełni satysfakcjonująca (por. tabela 6).
Warto zwrócić uwagę, że mimo braku równoliczności reprezentantów obojga płci (319 kobiet i 219
mężczyzn) , nie stwierdzono istotnych statystycznie
różnic między kobietami i mężczyznami w poziomie
pracoholizmu, mierzonego 16 pozycyjnym kwestionariuszem WART-R (F(1, 536)<1).
BADANIE 4
TRAFNOŚĆ TEORETYCZNA (KRYTERIALNA)
KWESTIONARIUSZA WART-R
Celem badania było zweryfikowanie szeregu oczekiwań dotyczących związków między wymiarami pracoholizmu mierzonego za pomocą WART-R i adekwatnymi 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) pracoholicy są w dużym stopniu zainteresowani własną
znaczącą pozycją w pracy. Helldorfer (1987) rozważa
patologiczny, przymusowy charakter działania pracoholika w kontekście silnej potrzeby podobania się
innym. Wydaje się, że wysoka potrzeba zdobycia uznania, szacunku w oczach innych dotyczy u pracoholików
w głównej mierze sprawności zadaniowych. W niskim
stopniu natomiast pracoholicy zainteresowani są aprobatą i uznaniem społecznym za cechy związane z moralnością. Przesłanką do takiego przypuszczenia są
badania Burke (2000), z których wynika, między innymi, 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 pozytywnego związku między pracoholizmem a afektywnością negatywną.
W związku z pracoholicznym przymusem pracy
i ukierunkowaniem na powinność działania przewidywano, że ważne znaczenie dla dynamiki uporczywości
pracy mają rozbieżności między Ja aktualnym a Ja
powinnościowym i związane z nimi emocjonalnomotywacyjne 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)
Wymiary pracoholizmu
1. Kontrola
2. Obsesja-Kompulsja
3. Przeciążenie Pracą
1.
2.
0,73
0,55
0,60
0,74
0,49
3.
M
SD
0,71
2,25
2,02
2,49
0,52
0,61
0,71
Nota. Wartości współczynnika rzetelności A Cronbacha wyróżniono pogrubieniem. Wszystkie współczynniki korelacji istotne na poziomie p < 0,001. Odpowiedzi udzielano na skali od 1 do 4.
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
Kamila Wojdyło, Jacek Buczny
76
przewidywać, że wysoka rozbieżność Ja związana
z emocjami negatywnymi sprzyja uporczywości pracy.
Ponieważ jednak uporczywe zaangażowanie w pracę
zmniejsza natężenie lęku może w konsekwencji redukować rozbieżność Ja in minus. Przewidywano więc,
że pracoholizm będzie związany ujemnie z rozbieżnością Ja.
METODA
OSOBY BADANE
W celu weryfikacji hipotez przeprowadzono analizy 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).
NARZĘDZIA
Poziom aprobaty społecznej mierzono kwestionariuszem aprobaty społecznej KAS Drwala i Wilczyńskiej (1980). Narzędzie odnosi się do aprobaty społecznej 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 podskal: Ja aktualne (A=0,84), Ja powinnościowe
(A=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 adaptacji polskiej Brzozowskiego.
WYNIKI
Zgodnie 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 aprobaty społecznej. Osoby badane, które charakteryzują się
wysoką kontrolą, mierzoną WART-R uzyskują niskie
wyniki w poziomie potrzeby aprobaty społecznej w zakresie cech moralnych.
Wysoki afekt negatywny związany jest z wysokim
natężeniem w zakresie wszystkich trzech wymiarów
WART-R, najsilniejszy związek odnotowano z wymiarem 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 rozbieżnością Ja a dwoma wymiarami WART-R: ObsesjąKompulsją oraz Przeciążeniem Pracą. Im wyższe nasilenie obsesji pracy i przeciążenia nią, tym niższa
rozbieżność między Ja aktualnym a Ja powinnościowym. Uzyskane wyniki analiz związane z przewidywaniami 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. Suma (WART-R)
2. Kontrola
3. Obsesja-Kompulsja
4. Przeciążenie Pracą
5. Aprobata społeczna
6. Rozbieżność Ja
7. Negatywny afekt
1.
–
0,76**
0,75**
0,69**
–0,27***
–0,06
0,38***
2.
–
0,24***
0,28***
–0,44***
0,09
0,42***
3.
4.
M
SD
–
–0,06
–0,14**
0,16**
2,06
2,22
1,77
2,29
16,67
680,52
32,24
0,38
0,49
0,49
0,68
4,75
934,52
11,18
–
0,43***
–0,01
–0,14*
0,20***
Nota. * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia
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 nasilenie 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, ObsesjiKompulsji i Przeciążenia Pracą w porównaniu z pięcioczynnikową strukturą wykazuje lepsze dopasowanie
do danych. Uzyskano zatem model prosty, łatwy do
interpretacji i stosowania zarówno w dalszych badaniach trafności oraz normalizacji jak i w praktyce psychologicznej. Uzyskane wskaźniki modelu trójczynnikowego spełniały standardy w obrębie wykorzystanych
wskaźników dopasowania, i co więcej nie zasugerowały konieczności modyfikacji modelu. Nie zdecydowano
się na dodatkowe modyfikacje struktury również ze
względu na to, że zwiększanie dopasowania mogłoby
obniżać prawdopodobieństwo jej replikacji w kolejnych 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 różnica między tymi modelami polega na tym, że w polskiej
próbie najwięcej wariancji wyjaśnił czynnik Kontroli,
natomiast w badaniach amerykańskich, jak i holenderskiej replikacji WART (Taris i in., 2005) – wymiar
Tendencji kompulsywnych. Poza tym, w polskiej adaptacji uzyskano trzeci czynnik – Przeciążenia pracą,
prawie całkowicie zbieżny w swej strukturze z wymiarem uzyskanym w pierwotnej amerykańskiej wersji
WART Robinsona i Posta (1994). Różnice w strukturze czynnikowej WART-R pomiędzy wersją amery-
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
77
kańską i holenderską a wersją polską mogą sugerować
istnienie różnic kulturowych między polskim i zachodnim pracoholizmem, czy ogólniej: stylem i zachowaniami w pracy. Kwestia ta wymaga dalszych eksploracji w zakresie porównań międzykulturowych.
Reasumując, zaprezentowane badania pokazały,
że WART-R jest narzędziem o wysokiej trafności teoretycznej oraz satysfakcjonującej rzetelności. Co istotne, wskaźniki rzetelności wykazywały stabilność
w dwóch analizowanych próbach (próba A i B). Trójczynnikowa struktura może sprzyjać konkluzywnej
diagnozie psychologicznej, gdyż każdy z tych wymiarów dotyczy najistotniejszych objawów pracoholizmu.
Narzędzie wymaga jednak dalszych weryfikacji – przede wszystkim określenia związków z zachowaniem
w pracy, funkcjonowaniem w życiu prywatnym, rodzinnym, czy funkcjonowaniem zadaniowym w sytuacjach
eksperymentalnych. Należałoby się spodziewać, że
osoby o wysokim natężeniu pracoholizmu będą zaniedbywały związki interpersonalne, życie rodzinne, charakteryzowały się większą uporczywością w działaniu
w sytuacji porażki bądź przy minimalnym prawdopodobieństwie sukcesu (por. Wojdyło, w druku). W dalszych pracach nad weryfikacją trafności teoretycznej
WART-R konieczne jest uwzględnienie badań w paradygmacie longitudinalnym, które pozwoliłby potwierdzić trafność prognostyczną narzędzia. Dzięki temu
WART-R mógłby być narzędziem ułatwiającym zapobieganie patologiom życia zawodowego, poprzez
wprowadzenie odpowiednich środków zapobiegających wystąpieniu pełnego nasilenia symptomów pracoholizmu.
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). Workaholism and relationship quality: a spillover-crossover
perspective. Journal of Occupational Health Psychology,
14, 23–33.
78
Kamila Wojdyło, Jacek Buczny
Bonebright, C. A. Clay, D. L. i Ankenmann R. D. (2000).
The relationship of workaholism with work-life conflict, 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: antecedents and concequences. Stress and Health, 20, 301–308.
Burke, R. J., Oberklaid, F. i Burgess, Z. (2004). Workaholism among Australian women psychologists: Antecedents and consequences. Women in Management Review,
5, 252–259.
Drwal, R. Ł. i Wilczyńska, J. T. (1980). Opracowanie kwestionariusza aprobaty społecznej. Przegląd Psychologiczny, 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 relationship between workaholism and workplace destructive 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 – skrywana 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). Workaholism 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, 1131–1142
Killinger, 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 relationships. 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 Development and Preliminary Empirical Testing. International Journal of Stress Management, 2, 93–111.
Ng, T. W. H., Sorensen, K. L. i Feldman, D. C. (2007).
Dimensions, antecedents, and consequences of workaholism: 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: Psychologie 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. Psychological 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.
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia
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 workaholism: 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 nonworkaholics: 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 Personality 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.
Studia Psychologiczne, t. 49 (2010), z. 1, s. 67–80
79
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 negative 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 wyznaczników pracoholizmu. Weryfikacja założeń w korelacyjnym 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 tekstów (s. 442–478). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe
PWN.