KWESTIONARIUSZ DO POMIARU PRACOHOLIZMU: WART-R. ANALIZA TRAFNOŚCI TEORETYCZNEJ I RZETELNOŚCI NARZĘDZIA 1

Transkrypt

1 Studia Psychologiczne. t. 49 (2010), z. 1, s PL ISSN X Kamila Wojdyło Instytut Psychologii Uniwersytet Gdański Jacek Buczny Szkoła Wyższa Psychologii Społecznej Wydział Zamiejscowy w Sopocie KWESTIONARIUSZ DO POMIARU PRACOHOLIZMU: WART-R. ANALIZA TRAFNOŚCI TEORETYCZNEJ I RZETELNOŚCI NARZĘDZIA 1 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 traktowana 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 1 Badania częściowo finansowane z grantu BW:

2 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 involvement), 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-

3 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 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: Obsesja- Kompulsja, 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 rozwiązaniem 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

4 70 Kamila Wojdyło, Jacek Buczny 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). BADANIE 1 EKSPLORACYJNA ANALIZA CZYNNIKOWA WART I WŁASNOŚCI PSYCHOMETRYCZNE WART-R 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 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 pracoholizmu lub ryzyko uzależnienia od pracy, w zależności od wysokości wyniku. Na ukształtowany przymus pracy wskazuje wynik powyżej 56 punktów: wynik wysoki ( 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 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). WYNIKI 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.

5 Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia 71 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 Pozycja Czynniki 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, Denerwuję się, gdy jestem w sytuacji, której nie mogę kontrolować. 0,65 0,24 0,22 0,43 1. Kontrola 13. Nie zdając sobie z tego sprawy, zadaję ponownie to samo pytanie, chociaż już dawno otrzymałam/em na 0,54 0,13 0,20 0,29 nie odpowiedź. 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, Wiele czasu spędzam planując i myśląc o przyszłych zdarzeniach, ignorując to, co dzieje się tu i teraz. 0,41 0,12 0,16 0, Poświęcam więcej myśli, czasu i energii pracy niż związkom z przyjaciółmi czy osobami, które kocham. 0,17 0,79 0,31 0, Poświęcam więcej czasu na pracę niż na spotkania z przyjaciółmi, zainteresowania czy też inne formy 0,02 0,69 0,42 0,55 spędzania czasu wolnego. 2. Obsesja- 22. Denerwuję się na siebie, gdy popełniam nawet Kompulsja najmniejszy błąd. 0,47 0,65 0,28 0, Trudno jest mi odprężyć się, gdy nie pracuję. 0,24 0,54 0,28 0, Zapominam, ignoruję lub lekceważę urodziny, zjazdy, rocznice czy wakacje. 0,15 0,46 0,28 0, Kontynuuję pracę nawet wtedy, gdy współpracownicy ogłosili jej koniec. 0,15 0,40 0,14 0,17 5. Jestem stale zajęta/y i zbyt wiele rzeczy wykonuję natychmiast. 0,26 0,38 0,76 0,58 3. Przeciążenie Pracą 6. Równocześnie robię dwie lub trzy rzeczy, np. jem i zapisuję sprawy istotne w chwili, gdy rozmawiam 0,24 0,25 0,64 0,42 przez telefon. 3. Wydaje się, że spieszę się i ścigam z czasem. 0,39 0,35 0,61 0,42 Wartość własna 3,81 1,56 1,03 Procent wariancji wyjaśnionej 23,82 9,75 4,79 Nota. Pogrubione wartości ładunków czynnikowych reprezentują wartości najwyższe dla danego czynnika. h 2 wartość współczynnika zmienności wspólnej. h 2

6 72 Kamila Wojdyło, Jacek Buczny 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 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 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 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 M SD 1. Kontrola 0,73 2,38 0,55 2. 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.

7 Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia 73 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 R 2 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 2 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 2 (df) 2 /df RMSEA GFI AGFI SRMR 2 Trójczynnikowy 1 304,81* (101) Trójczynnikowy 1 362,04* (hierarchiczny) (103) Pięcioczynnikowy 2 737,12* (266) Pięcioczynnikowy 2 (hierarchiczny) 761,90* (270) Jednoczynnikowy 2 999,10* (275) 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, Model dla kwestionariusza składającego się z 16 pozycji kwestionariusza. 2 Model dla kwestionariusza składającego się z 25 pozycji kwestionariusza.

8 74 Kamila Wojdyło, Jacek Buczny 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 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 M SD 1. Kontrola 0,76 2,34 0,53 2. Obsesja-Kompulsja 0,35 0,68 1,70 0,49 3. Przeciążenie Pracą 0,58 0,61 0,60 2,24 0,66 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 Trójczynnikowy 1 446,66* (101) Trójczynnikowy 527,65* (hierarchiczny) 1 (103) Pięcioczynnikowy 2 938,68* (266) Pięcioczynnikowy 973,27* (hierarchiczny) 2 (270) Jednoczynnikowy ,61* (275) 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, Model dla kwestionariusza składającego się z 16 pozycji kwestionariusza. 2 Model dla kwestionariusza składającego się z 25 pozycji kwestionariusza.

9 Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia 75 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 M SD 1. Kontrola 0,73 2,25 0,52 2. Obsesja-Kompulsja 0,55 0,74 2,02 0,61 3. Przeciążenie Pracą 0,60 0,49 0,71 2,49 0,71 Nota. Wartości współczynnika rzetelności Cronbacha wyróżniono pogrubieniem. Wszystkie współczynniki korelacji istotne na poziomie p < 0,001. Odpowiedzi udzielano na skali od 1 do 4.

10 76 Kamila Wojdyło, Jacek Buczny 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 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 ( =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 afektywności 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: Obsesją- Kompulsją 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 M SD 1. Suma (WART-R) 2,06 0,38 2. Kontrola 0,76** 2,22 0,49 3. Obsesja-Kompulsja 0,75** 0,24*** 1,77 0,49 4. Przeciążenie Pracą 0,69** 0,28*** 0,43*** 2,29 0,68 5. Aprobata społeczna 0,27*** 0,44*** 0,01 0,06 16,67 4,75 6. Rozbieżność Ja 0,06 0,09 0,14* 0,14** 680,52 934,52 7. Negatywny afekt 0,38*** 0,42*** 0,20*** 0,16** 32,24 11,18 Nota. * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001

11 Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia 77 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, Obsesji- Kompulsji 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 amerykańską 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, Bakker, A. B., Demerouti, E. i Burke, R. (2009). Workaholism and relationship quality: a spillover-crossover perspective. Journal of Occupational Health Psychology, 14,

12 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, 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 ). New Bury Park: Sage. Burke, R. J. (2000). Workaholism in organizations: the role of personal beliefs and fears. Anxiety, Stress and Coping, 13, Burke, R. J. i Matthiesen, S. (2004). Short communication: Workaholism among Norwegian journalists: antecedents and concequences. Stress and Health, 20, Burke, R. J., Oberklaid, F. i Burgess, Z. (2004). Workaholism among Australian women psychologists: Antecedents and consequences. Women in Management Review, 5, Drwal, R. Ł. i Wilczyńska, J. T. (1980). Opracowanie kwestionariusza aprobaty społecznej. Przegląd Psychologiczny, 23, Ersoy-Kart, M. (2005). Reliability and validity of the workaholism battery (Work-BAT): Turkish form. Social Behavior and Personality, 33, Ferenczi, S. (1919). Sonntagsneurosen, [w:] M. Ballint (1979), Sandor Ferenczi Schriften zur Psycho-analyse (tom 1, s ). 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, 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, Gebsattel, V. E. (1954). Prolegomena einer medizinischen Anthropologie. Berlin: Springer. Helldorfer, M. C. (1987). Church professionals and work addiction. Studies in Formative Spirituality, 8, 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, Johnstone, A. i Johnston, L. (2005). The relationship between organizational climate, occupational type and workaholism. New Zealand Journal of Psychology, 34, 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, 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, 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, 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, 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, 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, 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 ). 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, 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.

13 Kwestionariusz do pomiaru pracoholizmu: WART-R. Analiza trafności teoretycznej i rzetelności narzędzia 79 Robinson, B. E. (1999). The Work Addiction Risk Test: Development of a tentative measure of workaholism. Perceptual and Motor Skills, 88, Robinson, B. E. i Phillips, B. (1995). Measuring workaholism: Content validity of the work addiction risk test. Psychological Reports, 77, Robinson, B. E. i Post, P. (1994). Validity of the Work Addiction Risk Test. Perceptual and Motor Skills, 78, 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, 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, Spence, J. i Robbins, A. (1992). Workaholism: Definition, measurement and preliminary results. Journal of Personality Assessment, 58, 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, 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, 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, Wojdyło, K. (2004). Skala pomiaru rozbieżności Ja (SkRAP) konstrukcja narzędzia oraz wstępna charakterystyka psychometryczna. Nowiny Psychologiczne, 4, Wojdyło, K. (2005). Kwestionariusz pracoholizmu (WART) adaptacja narzędzia i wstępna analiza właściwości psychometrycznych. Nowiny Psychologiczne, 4, Wojdyło, K. (2007). Koncepcja osobowościowych wyznaczników pracoholizmu. Weryfikacja założeń w korelacyjnym modelu. Studia Psychologiczne, 45, 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 ). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN.