Nowiny Psychologiczne 4, 2005 Kamila Wojdyło* Erziehungs-, Familien- und Lebensberatungsstelle des Naemi-Wilke-Stiftes Guben Niemcy Kwestionariusz Pracoholizmu (WART) adaptacja narzędzia i wstępna analiza własności psychometrycznych 1 Celem badań przedstawionych w niniejszym artykule była polska adaptacja kwestionariusza do pomiaru uzależnienia od pracy WART (Work Addiction Risk Test, Robinson, 1998; Robinson i Phillips, 1995) oraz analiza jego psychometrycznych własności. Kwestionariusz mierzy symptomy wzoru zachowania pracoholicznego. Polską wersję WART poddano psychometrycznej weryfikacji w badaniach z udziałem 218 respondentów: studentów i pracowników. Analizy obejmowały: oszacowanie rzetelności i trafności teoretycznej kwestionariusza oraz mocy dyskryminacyjnej pozycji. Współczynnik alfa Cronbacha (0,87) wskazuje na zadowalającą zgodność wewnętrzną kwestionariusza. Na podstawie wartości korelacji pozycji z wynikiem ogólnym inwentarza wnioskować można o ich wysokiej jednorodności. W celu weryfikacji teoretycznej struktury kwestionariusza przeprowadzono eksploracyjną analizę czynnikową. Wyłoniono pięć podstawowych wymiarów, które zgodnie z założeniami teoretycznymi konstytuują syndrom pracoholizmu: (1) Obsesja/Kompulsja, (2) Emocjonalne Pobudzenie/Perfekcjonizm, (3) Przeciążenie Pracą, (4) Orientacja na Wynik, (5) Poczucie Własnej Wartości. Czynniki wyjaśniały w sumie 50,61% wariancji wspólnej. Z badań wynika, że każda z 25 pozycji kwestionariusza WART wnosi znaczący wkład w różnicowanie osób badanych pod względem cechy pracoholizmu. Uzyskane wyniki dają podstawę do wnioskowania, że WART jest narzędziem pozwalającym na rzetelny i trafny pomiar pracoholizmu. * Adres do korespondencji: Erziehungs-, Familien- und Lebensberatungsstelle des Naemi- -Wilke-Stiftes, Dr. Ayrer Str. 1 4, 03172 Guben, Niemcy, e-mail: kam.wo@ web.de 1 Badania częściowo finansowane przez KBN; w ramach projektu dysertacyjnego: Pracoholizm. Niektóre wyznaczniki uporczywości działania (nr 0110/H01/2003/24), realizowanego pod kierunkiem prof. dr. hab. Wiesława Łukaszewskiego.
72 Kamila Wojdyło Wprowadzenie Uzależnienie od pracy, znane także pod pojęciem pracoholizm (ang. work- -aholism lub niem. Arbeitssucht), jest obsesyjno-kompulsyjną postacią zaburzeń zachowania, która przejawia się w przymusie nieustannego zaangażowania w pracę lub inną aktywność o charakterze pracy. Pracoholizm może występować w dwóch formach: chronicznego uzależnienia (pracoholizm osobowościowy) lub mniej trwałego, przejściowego uzależnienia (pracoholizm sytuacyjny, tzw. pseudopracoholizm). Pracoholizm osobowościowy związany jest z obsesyjno-kompulsyjnym typem osobowości oraz charakteryzującymi ją właściwościami psychicznymi (m.in. uporem, ambicją, perfekcjonizmem, samokontrolą, sztywnością, drobiazgowością). Pseudopracoholizm natomiast uwarunkowany jest sytuacyjnie. Ma charakter reaktywny i strategiczny, oparty jest bowiem na mechanizmach radzenia sobie ze stresującymi wydarzeniami, które wystąpiły 2. Różne, często skrajnie przeciwstawne postaci pracoholicznego zachowania od nieustannego zapracowania ( niestrudzeni pracoholicy) po unikanie pracy ( bulimiczni pracoholicy) wskazują na wielowymiarowość i złożoność problemu. Różnorodność form pracoholizmu implikuje również, że diagnoza syndromu obejmować powinna szerokie spektrum symptomów i koncentrować się przede wszystkim na specyfice stylu (a nie ilości) pracy. Pracoholiczny styl pracy charakteryzują specyficzne o charakterze przymusu ustosunkowanie jednostki do wykonywanego zajęcia i związana z nim niemożność psychicznego wyłączenia się. Należy zauważyć, że w Polsce nie podejmowano do tej pory badań nad zjawiskiem pracoholizmu. Jednym z powodów takiego stanu rzeczy wydaje się być brak odpowiedniego narzędzia. Prezentowane w niniejszym artykule wyniki badań służą polskiej adaptacji do badań grupowych o charakterze selekcyjnym amerykańskiego kwestionariusza do pomiaru pracoholizmu (Work Addiction Risk Test WART), opracowanego przez Robinsona i Phillipsa (1995; Robinson, 1998). U podstaw konstrukcji narzędzia leży definicja pracoholizmu rozumianego jako uzależnienie od pracy, obsesyjno-kompulsyjne zaburzenie. Polską wersję WART opracowano z zastosowaniem procedury translacji (Drwal, 1995) jak najwierniejszego tłumaczenia z dopuszczeniem modyfikacji tam, gdzie dosłowny przekład nie był możliwy. Narzędzie składa się z 25 pozycji, mierzących reakcje behawioralne, poznawcze i emocjonalne, które uważa się za konstytuujące syndrom pracoholizmu (zob. Tabela 6). Dwadzieścia pięć stwierdzeń ocenianych jest na czteropunktowej skali częstości występowania symptomów uzależnienia od pracy: A = prawie nigdy, B = czasami, C = często, D = prawie zawsze. Arkusz kwestionariusza wymiaru A-4 opatrzony jest 2 Charakterystykę syndromu pracoholizmu wraz z kryteriami diagnozy przedstawiono w odrębnych artykułach (Wojdyło, 2003; Wojdyło, 2004), w niniejszej pracy problem ten nie będzie zatem szerzej omawiany.
Kwestionariusz Pracoholizmu (WART) adaptacja narzędzia... 73 tytułem Kwestionariusz WART i zawiera instrukcję z wyjaśnieniem tego, czego badanie dotyczy i jak należy udzielać odpowiedzi. Podana jest także informacja o sposobie wykorzystania wyników. Zadaniem osoby badanej jest wskazanie (poprzez zaznaczenie jednej z czterech skategoryzowanych odpowiedzi), w jakim stopniu każde ze stwierdzeń odnosi się do niej samej. Oznaczenia poszczególnych kategorii podane są raz u góry arkusza kwestionariusza, natomiast przy danej pozycji wypisane są ich literowe symbole: A, B, C, D, odpowiadające wartościom liczbowym: 1, 2, 3, 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 (67 100 pkt.) jest wskaźnikiem uzależnienia w stopniu wysokim, wynik średni (57 66 pkt.) 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). Prezentację i analizę wyników badań własnych poprzedzono charakterystyką parametrów psychometrycznych kwestionariusza WART w badaniach amerykańskich. Psychometryczna charakterystyka amerykańskiej wersji kwestionariusza WART Rzetelność retestowa WART w badaniach amerykańskich mierzona z dwutygodniową przerwą między kolejnymi pomiarami (N = 151 studentów college u) wynosiła 0,83 (p < 0,01; M I = 59,4; SD I = 8,28; M II = 59,5; SD II = 8,54), współczynnik zgodności wewnętrznej alfa Cronbacha wynosił 0,85 (Robinson, Post i Khakee, 1992). Rzetelność szacowana metodą połówkową (split-half method) w kolejnych badaniach także okazała się zadowalająca (współczynnik Spearmana- -Browna: 0,85) (N = 442, w badaniach uczestniczyli studenci oraz członkowie grupy Anonimowych Pracoholików Workaholics Anonymous; Robinson i Post, 1995). Względnie niska średnia wartość korelacji między pozycjami (0,26) wskazywała, że reprezentują one wyraźnie różne aspekty syndromu uzależnienia od pracy. Wykazano (Robinson i Post, 1994) ogólnie wysoką trafność fasadową (face validity) kwestionariusza w zakresie adekwatności pomiaru (zgodnie z założeniami teoretycznymi) pięciu głównych symptomów uzależnienia od pracy: Przeciążenia Pracą (Overdoing); Poczucia Własnej Wartości (Self-Worth); Kontroli/Perfekcjonizmu (Control-Perfectionism); Zaniedbywania Bliskich Związ-
74 Kamila Wojdyło ków (Intimacy); Umysłowego Zaabsorbowania/Odniesienia do Przyszłości (Mental Preoccupation/Future Reference) (zob. Tabela 5) 3. Kwestionariusz cechuje ogólnie wysoka trafność treściowa, którą stwierdzono metodą badania zgodności opinii ekspertów (Robinson i Phillips, 1995). Dwudziestu psychoterapeutów poprawnie zidentyfikowało średnio 89,4% symptomów pracoholizmu z listy 35 pozycji (z których 25 dotyczyło objawów pracoholizmu). Większość respondentów (90%) rozpoznała poprawnie co najmniej 72% pozycji. Pozycje 6, 7, 8, 11, 15 i 19 (zob. Tabela 6) prawidłowo zidentyfikowali wszyscy eksperci. Uzyskano również dane na temat trafności teoretycznej kwestionariusza (N = 363 studentów). Wyniki WART (M = 55,5; SD = 10,6) korelowały istotnie statystycznie z wynikami Inwentarza Stanu i Cechy Lęku (State-Trait Anxiety Inventory, STAI X-2) (r = 0,40; p < 0,05: M = 41,4; SD = 10,0) oraz Inwentarza pomiaru Wzoru zachowania A (Type A Self-Report Inventory) (r = 0,37; p < 0,05; M = 115,8; SD = 18,1) (Robinson, 1996). Znaczące korelacje odnotowano również z wynikami czterech skal aktywności Jenkinsa (Jenkins Activity Survey) (Robinson, tamże). Wartości korelacji wynosiły: r = 0,50 ze skalą do pomiaru Wzoru zachowania A (Type A scale, M = 229,2; SD = 72,7); r = 0,50 ze skalą do pomiaru cech przyspieszenia aktywności i zniecierpliwienia (the Speed and Impatience scale, M = 172,8; SD = 61,8); r = 0,39 ze skalą mierzącą cechę rywalizacyjności (Hard-driving and Competitive scale, M = 115,9; SD = 29,9) oraz r = 0,20 ze skalą mierzącą poziom zaangażowania w pracę (Job Involvement scale, M = 206,0; SD = 46,2). Wyniki badań amerykańskich pozwalają uznać WART za rzetelne i trafne narzędzie do pomiaru wzoru pracoholicznego zachowania. Rzetelność i trafność (teoretyczna) polskiej wersji WART, jak również moc dyskryminacyjna pozycji były przedmiotem weryfikacji w badaniach własnych. Psychometryczne własności kwestionariusza WART w badaniach własnych Metoda Psychometryczne opracowanie polskiej wersji kwestionariusza WART do badań grupowych obejmowało: (a) oszacowanie rzetelności inwentarza, (b) analizę jego struktury wewnętrznej, (c) oszacowanie struktury czynnikowej kwestionariusza, (d) analizę mocy dyskryminacyjnej pozycji. Badania przeprowadzono w czerwcu 2003 roku. Udział w badaniach był dobrowolny i anonimowy. Obliczenia statystyczne wykonano przy użyciu pakietu STATISTICA 6.0. 3 Osoby badane (N = 50) kategoryzowały 25 pozycji inwentarza według przynależności do pięciu głównych symptomów uzależnienia od pracy. Poprawne kategoryzacje dla poszczególnych pozycji zawierały się w przedziale od 40% do 96%.
Kwestionariusz Pracoholizmu (WART) adaptacja narzędzia... 75 Osoby badane Badania przeprowadzono na grupie 218 osób: studentów (Uniwersytetu Opolskiego: Instytutu Prawa i Administracji; Politechniki Opolskiej: Wydziału Zarządzania i Inżynierii Produkcji; Uniwersytetu Zielonogórskiego: Instytutu Politologii, Instytutu Filologii Germańskiej) oraz pracowników Zakładów Energetycznych Opole. Z uwagi na niekompletne dane w analizach statystycznych wykorzystano wyniki 211 badanych: 75 studentów i 136 pracowników, w tym 147 kobiet i 62 mężczyzn (dwie osoby nie podały informacji na temat płci), w wieku 19 55 lat (M = 27,63; SD = 8,39, jedna osoba nie podała informacji na temat wieku). W celu zapewnienia jak największej rzetelności wyników, respondentów nie informowano o rzeczywistym celu badania. Wyniki Rzetelność Rzetelność kwestionariusza WART oszacowano metodą zgodności wewnętrznej (braki danych usuwano przypadkami, N ważnych = 187). Wartość wpółczynnika alfa Cronbacha wyniosła 0,87 (M = 57,72; SD = 10,62; średnia korelacja między pozycjami: 0,21). Współczynnik rzetelności oraz wartości statystyk opisowych były bardzo zbliżone do tych, które otrzymano w badaniach amerykańskich (Robinson i in., 1992; Robinson i Post, 1995) (zob. Tabela 1). Wyniki dotyczące rzetelności wskazują, że polską wersję kwestionariusza WART cechuje wysoka rzetelność pomiaru i nie odbiega on pod tym względem od amerykańskiego pierwowzoru. Tabela 1 Zestawienie porównawcze parametrów statystycznych kwestionariusza WART w badaniach polskich i amerykańskich Parametry statystyczne Badania amerykańskie (dane pochodzące z różnych źródeł) Badania własne M 59,4 1 / 59,5 2 57,72 3 SD 8,28 1 / 8,54 2 10,62 α Cronbacha 0,85 4 0,87 Średnia korelacja między pozycjami 0,26 5 0,21 1, 2 Wartości otrzymane w badaniu techniką rzetelności testu-retestu w I i II pomiarze, N = 151 (źródło: Robinson i in.,1992). 3 Wartość uzyskana metodą badania zgodności wewnętrznej (α Cronbacha), N = 187. 4 N = 151 (źródło: Robinson i in., 1992). 5 Źródło: Robinson i Post, 1995.
76 Kamila Wojdyło Analiza struktury wewnętrznej kwestionariusza Wyniki analizy struktury wewnętrznej kwestionariusza wskazują na jego zadowalającą zgodność wewnętrzną ze względu na pomiar zmiennej pracoholizmu. Wartości korelacji poszczególnych pozycji WART z wynikiem ogólnym inwentarza (bez pozycji) wahały się w granicach od + 0,19 do + 0,62 (dla większości pozycji przekraczały wartość 0,39). Najniższy współczynnik korelacji jednej z pozycji (1) z wynikiem ogólnym (0,19) sugerował zasadność jej usunięcia. Ponieważ jednak pozycja ta była użyteczna w projekcie skali rzetelnej (wyeliminowanie jej nie wpływało na podwyższenie rzetelności testu: alfa Cronbacha po wyeliminowaniu pozycji wynosiło 0,87), została zachowana w skali. Analiza czynnikowa W celu weryfikacji teoretycznej struktury polskiej wersji WART zastosowano metodę eksploracyjnej analizy czynnikowej (EFA). Oczekiwano ujawnienia się pięciu czynników, które odpowiadałyby wymiarom teoretycznym pięciu głównym symptomom pracoholizmu, będących podstawą konstrukcji narzędzia (Robinson i Post, 1994; zob. wyżej: trafność fasadowa wersji amerykańskiej WART). Czynniki do rotacji wyodrębniano zredukowaną metodą składowych głównych, następnie rotowano ukośnie z zastosowaniem modułu analizy hierarchicznej czynników ukośnych w programie STATISTICA 6.0 (por. Zakrzewska, 1994). Decyzję o liczbie czynników (składowych) do rotacji podjęto, posługując się testem scree Cattella (N ważnych = 187, do wyznaczenia liczby czynników przyjęto maksymalną możliwą ich liczbę 25 wyznaczoną przez liczbę pozycji kwestionariusza). Wyodrębniono pięć składowych o wartościach własnych powyżej linii testu osypiska. Liczba uzyskanych techniką osypiska czynników była zgodna z leżącą u podstaw konstrukcji WART koncepcją pięciu głównych wymiarów pracoholizmu (Robinson i Post, 1994). Założono, że czynniki (które reprezentowałyby pięć swoistych wymiarów pracoholizmu) powinny być skorelowane i tworzyć superczynnik czynnik wspólny (pracoholizm), w związku z czym osie czynników rotowano do prostej struktury ukośnie, techniką hierarchicznej analizy czynnikowej. Rotację skośną zastosowano również ze względu na to, że nie wymusza ortogonalności skupień zmiennych, tj. dopuszcza możliwość skorelowania czynników, nie wykluczając otrzymania struktury prostej. Rezultaty hierarchicznej analizy czynnikowej przedstawiono w tabelach 2 4. Z analizy macierzy korelacji czynników wynikało, że są one ze sobą powiązane (nieortogonalne) i może istnieć latentny czynnik wspólny (Tabela 3).
Kwestionariusz Pracoholizmu (WART) adaptacja narzędzia... 77 Skupienia ładunków, określające czynniki skośne dla analizy hierarchicznej Tabela 2 Pozycje WART Czynnik 1 Czynnik 2 Czynnik 3 Czynnik 4 Czynnik 5 1 0,511 2 0,474 3 0,701 4 0,680 5 0,749 6 0,745 7 0,584 8 0,385 9 0,756 10 0,521 11 0,490 12 0,655 13 0,650 14 0,549 15 0,727 16 0,538 17 0,625 18 0,437 19 0,542 20 0,610 21 0,499 22 0,610 23 0,705 24 0,467 25 0,383 Wartość własna 6,275 2,321 1,508 1,372 1,177 % ogółu wariancji 25,099 9,282 6,034 5,490 4,709 Zakres wyjaśnionej wariancji wynosi 50,615%. Korelacje między czynnikami skośnymi Czynniki 1 2 3 4 5 1 2 0,419 3 0,528 0,439 4 0,099 0,142 0,090 5 0,640 0,494 0,482 0,051 Tabela 3
78 Kamila Wojdyło Czynnik ogólny (wtórny) i czynniki swoiste (pierwotne) WART Tabela 4 Pozycje WART Czynnik ogólny Czynnik 1 Czynnik 2 Czynnik 3 Czynnik 4 Czynnik 5 1 0,406 2 0,360 0,379 3 0,515 0,555 4 0,362 0,589 5 0,435 0,625 6 0,383 0,638 7 0,575 0,416 8 0,492 9 0,751 10 0,517 11 0,418 0,339 12 0,467 0,536 13 0,582 14 0,327 0,465 15 0,625 16 0,428 0,425 17 0,525 0,486 18 0,626 19 0,536 0,351 20 0,497 0,432 21 0,355 0,379 22 0,641 0,384 23 0,569 0,501 24 0,500 0,374 25 0,399 0,392 Uwaga: Kursywą oznaczono pozycje, które nie weszły w obszar czynników swoistych lub do obszaru czynnika ogólnego z uwagi na wartości ładunków czynnikowych < 0,30. Wyłoniono jeden ogólny czynnik pracoholizmu, który agregował większość z 25 pozycji WART (zob. Tabela 4). Zgodnie z przyjętym kryterium wartości ładunków czynnikowych wynoszących 0,30 i mniej jako zbyt słabo reprezentujących dany czynnik (por. Frankfort-Nachmias i Nachmias, 2001) można stwierdzić, że pięć pozycji WART (1, 9, 10, 13, 15) uzyskało niski poziom nasycenia na czynniku ogólnym. Ponadto dwie pozycje (8, 18) były nieznacząco nasycone czynnikiem swoistym. Rezultat ten można tłumaczyć efektem przesunięcia w wyniku rotacji ukośnej do struktury hierarchicznej wartości ładunków czynnikowych tych pozycji ze swoistego obszaru pracoholizmu do obszaru ogólnego czynnika pracoholizmu. Generalnie, relatywnie słabsze ładunki pięcioczynnikowej struktury modelu hierarchicznego WART (Tabela 4) w porównaniu ze strukturą ukośną (Tabela 2) wskazywały, że ortogonalność struktury hierarchicznej jest bardziej wymuszona. W związku z niejasnością co do natury
Kwestionariusz Pracoholizmu (WART) adaptacja narzędzia... 79 zestawu czynników modelu hierarchicznego, w interpretacji posłużono się modelem ukośnym, w którym czynniki agregowały wszystkie pozycje i przez to lepiej wyjaśniały jego strukturę, poddając się jednoznacznej interpretacji (Tabela 2). Poza tym skośną strukturę charakteryzował wysoki stopień nasycenia pozycji danym czynnikiem dla większości pozycji przekraczał wartość 0,5. Wyodrębniono pięć wymiarów pracoholizmu, które najlepiej daje się opisać jako: Czynnik 1: Obsesja Pracy/Kompulsja (obsesyjno-kompulsyjne zaangażowanie w pracę); Czynnik 2: Emocjonalne Pobudzenie/Perfekcjonizm; Czynnik 3: Przeciążenie Pracą; Czynnik 4: Orientacja na Wynik (efekty pracy); Czynnik 5: Poczucie Własnej Wartości (znaczenie pracy dla poczucia własnej wartości). Czynniki te wyjaśniały w sumie 50,61% wariancji wspólnej (zob. Tabela 2). Zdecydowanie dominujący siedmiopozycyjny czynnik pierwszy (o wartości własnej 6,27) wyjaśniał bilsko połowę (25,10%) wariancji wspólnej. Wynik ten można traktować jako empiryczne potwierdzenie założenia o decydującym znaczeniu właściwości obsesji-kompulsji w syndromie uzależnienia od pracy. Drugi, również siedmiopozycyjny czynnik Emocjonalne Pobudzenie/ /Perfekcjonizm (o wartości własnej 2,32) wyjaśniał 9,28% wariancji. Trzy pozostałe czynniki miały znacznie słabsze wartości własne (zawierające się w przedziale od 1,18 do 1,51) i wyjaśniały stosunkowo mniej wariancji. Czynniki skorelowane były ze sobą na poziomie przeciętnym i wysokim, wartości korelacji zawierały się w przedziale od 0,42 do 0,64 (z wyjątkiem czynnika czwartego) (Tabela 3) 4. Względnie niskie korelacje wymiaru Orientacja na Wynik z pozostałymi czynnikami wskazywały na jego niezależność. Można przypuszczać, że cecha orientacji na wynik nie jest specyficzna dla wzoru zachowania pracoholicznego, lecz charakterystyczna również dla niego. Innymi słowy, cecha ta nie różnicuje pracoholików od innych osób jest także związana, na przykład, ze Wzorem zachowania A. Powyższe rozumowanie potwierdzają wyniki hierarchicznej analizy czynnikowej oraz analizy struktury wewnętrznej inwentarza. Pozycje 9 i 10 (wchodzące w skład czynnika czwartego) w najniższym stopniu nasycone były ogólnym czynnikiem pracoholizmu (wartości ładunków odpowiednio: 0,21; 0,20) oraz korelowały relatywnie nisko z ogólnym wynikiem kwestionariusza (odpowiednio: 0,24; 0,26). To wskazuje, że orientacja na wynik ma przypuszczalnie niewiele wspólnego z syndromem uzależnienia od pracy. Pięcioczynnikowa struktura WART uzyskana w próbie polskiej nie replikowała całkowicie wyników badań amerykańskich (Robinson i Post, 1994) zarówno pod względem nazw symptomów pracoholizmu (wymiarów), jak i ich struktury (pozycji). Poszczególne wymiary w badaniach amerykańskich i ich składowe przedstawiały się następująco: (1) Przeciążenie Pracą (pozycje: 3, 5, 6, 7, 4 Interpretacji wartości korelacji dokonano na podstawie zaproponowanej przez Stanisza (1998, s. 205) skali, wyznaczającej poziom przeciętny korelacji w zakresie 0,3 r xy < 0,5, natomiast poziom wysoki korelacji w zakresie: 0,5 r xy < 0,7.
80 Kamila Wojdyło 15); (2) Poczucie Własnej Wartości (8, 9, 10, 19, 20); (3) Kontrola/Perfekcjonizm (1, 2, 4, 11, 12, 16, 17, 18, 21, 22, 25); (4) Zaniedbywanie Bliskich Związków (23, 24); (5) Umysłowe Zaabsorbowanie/Odniesienie do Przyszłości (13, 14). W tabeli 5 przedstawiono porównawcze zestawienie wymiarów kwestionariusza WART i ich składowych w badaniach polskich i amerykańskich. Tabela 5 Strukturalna charakterystyka porównawcza wymiarów WART w badaniach własnych i amerykańskich Pozycje Badania własne Badania amerykańskie O/K EP/P PP OW PWW PP PWW K/P ZBZ UZ 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 Objaśnienia skrótów: O/K Obsesja/Kompulsja; EP/P Emocjonalne Pobudzenie/Perfekcjonizm; PP Przeciążenie Pracą; OW Orientacja na Wynik; PWW Poczucie Własnej Wartości, K/P Kontrola/ /Perfekcjonizm; ZBZ Zaniedbywanie Bliskich Związków; UZ Umysłowe Zaabsorbowanie. Kolorem szarym oznaczono pozycje składowe wchodzące w skład wymiarów tożsamych w obu badaniach. Dziesięć pozycji wyjaśniało tożsame wymiary w badaniach polskich i amerykańskich (Robinson i Post, 1994). Pięć pozycji (2, 4, 12, 16 i 17) określono zgodnie jako symptomy perfekcjonizmu (w badaniach polskich był to czynnik Emocjonalne Pobudzenie/Perfekcjonizm; w badaniach amerykańskich Kontrola/Perfekcjonizm). Cztery inne pozycje weszły w skład czynnika Przeciążenie Pracą (3, 5, 6, 7). Pozycja 8 określała (zarówno w badaniach amerykańskich, jak i polskich) wymiar Poczucie Własnej Wartości.
Kwestionariusz Pracoholizmu (WART) adaptacja narzędzia... 81 Moc dyskryminacyjna Do oszacowania mocy dyskryminacyjnej pozycji kwestionariusza WART wykorzystano metodę analizy różnic między grupami skrajnymi (Hornowska, 2001, s. 182). Wskaźnikiem mocy dyskryminacyjnej danej pozycji WART była istotność statystycznej różnicy między średnim wynikiem dla danej pozycji, jaki uzyskały osoby w grupie górnej, i średnim wynikiem dla pozycji, uzyskanym przez osoby w grupie dolnej. Grupy skrajne wyróżniono na podstawie wartości kwartylowych (rozstęp obserwowany wyników zawierał się w przedziale 35 86, M = 57,41; SD = 10,44, N ważnych 211; wartości kwartyla dolnego i górnego wynosiły odpowiednio: 50 i 64). Górna grupa obejmowała 25% osób z najwyższymi wynikami w kwestionariuszu, zawierającymi się w przedziale od 64 do 86 (N = 54; M = 71,41; SD = 6,13). Grupę dolną tworzyło 25% osób z wynikami najniższymi, zawierającymi się w przedziale od 35 do 50 (N = 58; M = 45,59; SD = 3,94). Do grupy środkowej (drugi i trzeci kwartyl) weszło 99 osób z wynikami z przedziału 51 63 (M = 56,70 i SD = 3,59). Do analizy różnic międzygrupowych zastosowano jednoczynnikową analizę wariancji ANOVA 5. Rezultaty analizy wariancji wraz ze wskaźnikami siły związku między daną pozycją kwestionariusza a cechą pracoholizmu dla próby h 2 oraz populacji (ω 2 ) przedstawiono w Tabeli 6. Dla oszacowania wartości omega kwadrat korzystano ze wzoru: ω 2 = (SS EFEKT (p 1) MS BŁĄD SS CAŁA + MS BŁĄD wartość eta kwadrat obliczono ze wzoru: 100% h 2 = SS EFEKT 100% SS CAŁAMMMMM Z analizy wskaźników zróżnicowania międzygrupowego (ω 2 ) wynika, że więcej niż połowa (56%) pozycji kwestionariusza WART wyjaśnia zróżnicowanie ze względu na cechę pracoholizmu w około 30% i wyżej (8 pozycji różnicowało na poziomie około 40% i więcej; 6 pozycji nieco mniej lub nieco więcej niż 30%). Takie rezultaty pozwalają wnioskować o zadowalającej mocy dyskryminacyjnej pozycji WART. 5 Współczynniki W testu Shapiro-Wilka wskazywały, że rozkład wyników dla wszystkich pozycji WART w porównywanych grupach istotnie statystycznie (p < 0,001) odbiegał od rozkładu normalnego, w przypadku 12 (z 25 pozycji) stwierdzono również brak jednorodności wariancji (wartości testu F [1,95] Levene a wahały się w granicach od 4,97 do 38,65; p < 0,03). Przyjmuje się, że statystyka F jest w znacznym stopniu odporna na odchylenia rozkładów od normalności oraz naruszenie założenia o jednorodności wariancji w próbie, z wyjątkiem sytuacji, w której wartości średnich i wariancji (lub odchyleń standardowych) w obrębie grup byłyby ze sobą skorelowane (im wyższa średnia, tym większa wariancja) (Ferguson i Takane, 2003; Lindman, 1974). Analiza relacji odchyleń wyników do średnich w obrębie grup dla 12 pozycji WART, które nie spełniały założeń o równości wariancji wykazała brak odstających obserwacji (wartość r = 0 dla wszystkich pozycji, obliczenia wykonano pakietem STATISTICA 5.1, wersja 97).
82 Kamila Wojdyło Tabela 6 Rezultaty jednoczynnikowej analizy wariancji wraz ze wskaźnikami całkowitej wariancji zmiennej pracoholizmu (eta (η) 2 dla próby i omega (ω) 2 dla populacji) wyjaśnianej przez 25 pozycji kwestionariusza WART Treść pozycji kwestionariusza F (1,110) 1. Wolę większość rzeczy wykonywać samodzielnie, niż prosić o pomoc. 10,67 8,84 7,94 2. Niecierpliwię się, gdy muszę czekać na kogoś innego lub na coś, co trwa zbyt długo. η 2 (%) ω 2 (%) 39,69 26,51 25,67 3. Wydaje się, że spieszę się i ścigam z czasem. 71,85 b 40,17 39,39 4. Irytuję się, gdy ktoś przerywa mi w chwili, kiedy jestem czymś zajęta/y. 61,03 a 36,54 35,72 5. Jestem stale zajęta/y i zbyt wiele rzeczy wykonuję natychmiast. 78,30 d 41,80 41,05 6. Równocześnie robię dwie lub trzy rzeczy, np. jem i zapisuję sprawy istotne w chwili, gdy rozmawiam przez telefon. 7. Zbytnio angażuję się, biorąc na swoje barki więcej, niż jestem w stanie udźwignąć 55,04 d 33,55 32,74 74,26 d 40,52 39,76 8. Mam poczucie winy, gdy nie jestem czymś zajęta/y. 29,53 21,17 20,30 9. Ważnym jest dla mnie, abym widziała/widział konkretne rezultaty mojej pracy. 10,79 8,94 8,04 10. Bardziej interesuje mnie wynik mojej pracy niż sam proces. 27,74 20,14 19,27 11. Jak dla mnie, wszystko porusza się i dzieje zbyt wolno. 33,91 d 23,73 22,87 12. Tracę panowanie nad sobą, jeśli sprawy nie idą po mojej myśli. 102,41 48,21 47,52 13. Nie zdając sobie z tego sprawy, zadaję ponownie to samo pytanie, chociaż już dawno otrzymałam/em na nie odpowiedź. 14. Wiele czasu spędzam planując i myśląc o przyszłych zdarzeniach, ignorując to, co dzieje się tu i teraz. 32,74 22,94 22,08 35,07 24,17 23,32 15. Kontynuuję pracę nawet wtedy, gdy współpracownicy ogłosili jej koniec. 17,25 d 13,66 12,77 16. Złoszczę się, gdy ludzie nie są w stanie sprostać moim wymaganiom. 49,95 c 31,62 30,80 17. Denerwuję się, gdy jestem w sytuacji, której nie mogę kontrolować. 88,90 c 45,15 44,42 18. Wywieram na siebie nacisk, narzucając sobie nieprzekraczalne terminy pracy. 115,11 c 51,59 50,92 19. Trudno jest mi odprężyć się, gdy nie pracuję. 43,87 c 28,89 28,04 20. Poświęcam więcej czasu na pracę niż na spotkania z przyjaciółmi, zainteresowania czy też inne formy spędzania czasu wolnego. 21. Zagłębiam się w projekcie przed zakończeniem poszczególnych faz jedynie po to, aby zacząć jako pierwsza/y. 47,39 30,11 29,29 32,35 d 22,89 22,02 22. Denerwuję się na siebie, gdy popełniam nawet najmniejszy błąd. 110,36 50,08 49,40 23. Poświęcam więcej myśli, czasu i energii pracy niż związkom z przyjaciółmi czy osobami, które kocham. 24. Zapominam, ignoruję lub lekceważę urodziny, zjazdy, rocznice czy wakacje. 25. Podejmuję ważne decyzje, zanim poznam wszystkie fakty i dokładnie je przemyślę. p < 0,001 (dla pozycji 1 i 9 p < 0,002) Objaśnienia: a (1,106); b (1,107); c (1,108); d (1,109). 75,32 40,64 39,89 28,48 20,57 19,70 42,73 27,98 27,14
Kwestionariusz Pracoholizmu (WART) adaptacja narzędzia... 83 Wnioski Podsumowując: badanie kwestionariuszem WART wykazało zadowalającą (porównywalną do wersji amerykańskiej) rzetelność i trafność teoretyczną pomiaru oraz moc dyskryminacyjną pozycji narzędzia. Na podstawie współczynników korelacji pozycji z ogólnym wynikiem inwentarza wnioskować można, że polska wersja WART jest narzędziem jednorodnym. Pięcioczynnikowa struktura kwestionariusza jest zgodna z teoretyczną wiedzą o pracoholizmie. Wszystkie pozycje istotnie statystycznie różnicowały badane osoby. Uzyskane rezultaty pozwalają przyjąć, że polska wersja kwestionariusza WART jest rzetelnym i trafnym narzędziem i może być wykorzystywana w badaniach naukowych do różnicowania osób pod względem cechy pracoholizmu. W odniesieniu do trafności inwentarza należy jednak zauważyć, że uzyskane dane mają charakter wstępny i wymagają uzupełnienia wynikami badań dotyczącymi związku konstruktu z innymi zmiennymi, jak również skuteczności narzędzia w diagnozowaniu i prognozowaniu uzależnienia od pracy. Poza tym niezbędne jest także opracowanie norm dla populacji polskiej, umożliwiających dokonywanie indywidualnej diagnozy poziomu uzależnienia od pracy. Bibliografia Drwal, R. Ł. (1995). Adaptacja kwestionariuszy osobowości. Wybrane zagadnienia i techniki. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Ferguson, G. A., Takane, Y. (2003). Analiza statystyczna w psychologii i pedagogice. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Frankfort-Nachmias, Ch., Nachmias, D. (2001). Metody badawcze w naukach społecznych. Poznań: Wydawnictwo Zysk i S-ka. Hornowska, E. (2001). Testy psychologiczne. Teoria i praktyka. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe Scholar. Lindman, H. R. (1974). Analysis of variance in complex experimental designs. San Francisco: W. H. Freeman and Co. 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. New York and London: New York University Press. Robinson, B. E., Phillips, B. (1995). Measuring workaholism: Content validity of the work addiction risk test. Psychological Reports, 77, 657 658. Robinson, B. E., Post, P. (1994). Validity of the work addiction risk test. Perceptual and Motor Skills, 78, 337 338. Robinson, B. E., 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., Post, P., Khakee, J. (1992). Test-retest reliability of the work addiction risk test. Perceptual and Motor Skills, 74, 926. Stanisz, A. (1998). Przystępny kurs statystyki w oparciu o program STATISTICA PL na przykładach z medycyny. Kraków: Statsoft Polska.
84 Kamila Wojdyło Wojdyło, K. (2003). Charakterystyka problemu uzależnienia od pracy w świetle dotychczasowych badań. Nowiny Psychologiczne, 3, 33 50. Wojdyło, K. (2004). Pracoholizm rozważania nad osobowościowymi wyznacznikami obsesji pracy. Nowiny Psychologiczne, 2, 55 75. Zakrzewska, M. (1994). Analiza czynnikowa w budowaniu i sprawdzaniu modeli psychologicznych. Seria Psychologia i Pedagogika Nr 95. Poznań: Wydawnictwo Naukowe UAM. Kamila Wojdyło Erziehungs-, Familien- und Lebensberatungsstelle des Naemi-Wilke-Stiftes Guben Germany The Work Addiction Risk Test (WART) Polish adaptation and preliminary analysis of its psychometric properties The aim of the presented study was the Polish adaptation of the Work Addiction Risk Test (WART, Robinson, 1998; Robinson and Phillips, 1995) and investigating its psychometric characteristics. The questionnaire measures addictive work patterns. The psychometric properties of the Polish version of the inventory were verified in a study with students and workers (N = 218). Statistical analyses of the questionnaire included assessment of the inventory s reliability, construct validity and discriminative power. The Cronbach alpha coefficient (0.87) indicated satisfactory internal consistency. Correlations between the items and the global score on the Work Addiction Risk Test indicated satisfactory homogeneity. Exploratory factor analysis was applied to verify the theoretical structure of the questionnaire. Five basic dimensions were identified which, according to the theory, constitute the workaholism construct: (1) Obsession/Compulsion (2) Emotional Arousal/Perfectionism (3) Overdoing (4) Outcome Orientation and (5) Self-Worth. The factors accounted for 50.61% of the total variance. Each of the 25 items discriminated significantly between respondents with regard to addictive work patterns. These findings support the conclusion, that the WART is a valid and reliable questionnaire of addictive work patterns.