Диссертация (Связь между организационной идентификацией и благополучием работника роль трудоголизма как медиатора), страница 10

Несоответствия между оригинальнойверсией и версией, получившейся в результаты обратного перевода,обсуждались с психологом-билингвом, после чего утверждалась итоговаяверсия перевода. Согласованность (α Кронбаха) шкал Чрезмерность работы иНавязчивость работы равна .65 и .72, соответственно, согласованность общейшкалы из 10 суждений равна .78. Русскоязычная версия DUWAS приведена вПриложении 1.2.2.2.2. Сверхнормативная работаДля измерения сверхнормативной работы использовались две переменные:1) шкала из двух суждений («Я работаю в выходные дни», «Я беру работу надом»), которые оценивались с помощью такой же 4-балльной шкалы (α49Кронбаха=.53);2) процентотработанныхчасовсверхнорматива,рассчитанный по формуле ((a–c)/c)*100, где а – количество фактическиотработанных часов в неделю, а c – количество рабочих часов в неделю понормативу.

В среднем участники исследования перерабатывают на 11.34% (SD= 14.39). Переменные положительно коррелируют между собой (r = .41,p < .001)2.2.2.3. Увлечённость работойУвлечённость работой измерялась с помощью русскоязычной версиикраткой Утрехтской шкалы увлечённости работой (UWES-9) (Lovakov et al.,2017; Кутузова, 2006).

Методика состоит из трёх шкал: Энергичность (VI),Преданность делу (DE), Поглощённость (AB). На каждую шкалу приходится потри суждения. Каждое суждение необходимо оценить с помощью 7-балльнойшкалы (1 – никогда, 7 – постоянно). Согласованность (α Кронбаха) шкал равна.79, .87 и .75, соответственно. Русскоязычная версия UWES-9 приведена вПриложении2,ианализеёпсихометрическихсвойствприведёнвПриложении 3.2.2.2.4. Удовлетворённость работойУдовлетворённость работой измерялась с помощью шкалы The Brief Indexof Affective Job Satisfaction (BIAJS) (E.

R. Thompson & Phua, 2012). Шкалапредставляет собой семь суждений, четыре из которых используются дляизмерения удовлетворённости (например, «Мне нравится моя работа больше,чемсреднестатистическомучеловеку»),атриоставшиесяявляютсядистракторами (например, «У меня необычная работа») и не учитываются ванализе. Все суждения необходимо оценить с помощью 5-балльной шкалы (1 –абсолютно не согласен, 5 – абсолютно согласен). Суждения были переведенына русский язык автором данной работы.

Перевод обсуждался с билингвом, незнающим о цели исследования. В случае необходимости перевод суждений50корректировался.Согласованность(αКронбаха)шкалыравна.91.Русскоязычная версия BIAJS ранее использовалась в других исследования(например, Lovakov, 2016). Русскоязычная версия BIAJS приведена вПриложении 4.2.2.2.5. Удовлетворённость жизньюДляизмеренияобщейудовлетворённостижизньюиспользоваласьрусскоязычная версия шкалы удовлетворённости жизнью (SWLS) (Diener,Emmons,Larsen,&Griffin,1985),адаптированнаяЕ.Н.

ОсинымиД.А. Леонтьевым (2008). Шкала включает пять суждений, которые необходимооценить с помощью 5-балльной шкалы (1 – абсолютно не согласен, 5 –абсолютно согласен). Согласованность (α Кронбаха) шкалы равна .89.2.2.3. Стратегия анализ данныхВесь анализ проводился в системе статистических вычислений R (R CoreTeam, 2017). Для проверки факторной структуры русскоязычной версииDUWAS была проведена серия конфирматорных факторных анализов (КФА).Использовался робастный вариант метода максимального правдоподобия(MLR). КФА проводился с помощью пакета lavaan (Rosseel, 2012).Сравнивались две альтернативные модели: однофакторная модель, в которойвсе десять суждений рассматриваются как одна общая шкала трудоголизма, идвухфакторная модель, в которой суждения делятся на два фактора (по пятьсуждений на каждый), отражающие две шкалы трудоголизма (см.

рисунок 2).51AB101099WC7755338866WKHWE442211Рисунок 2. Альтернативные теоретические модели DUWAS. A – однофакторная модель(WKH – общая шкала трудоголизма), B – двухфакторная модель (две шкалы трудоголизма:Чрезмерность работы (WE) и Навязчивость работы (WC)).Качество соответствия моделей эмпирическим данным оценивалось спомощью нескольких показателей: χ2, корень среднеквадратичной ошибкиаппроксимации (RMSEA), стандартизованные среднеквадратичные остатки(SRMR), сравнительный индекс соответствия (CFI), индекс Такера-Льюиса(TLI).

Для CFI и TLI пороговым является значение .93, для RMSEA – .08, дляSRMR – .06 (Byrne, 2011; Hu & Bentler, 1999). Для сравнения альтернативныхмоделей, построенных для одного и того же набора данных, использовалсяинформационный критерий Акайке (AIC). Его абсолютное значение не имеетсмысла, однако модель, имеющая меньшее значение, считается более«экономной» (parsimonious), т.е. её объяснительная сила обеспечивается52меньшим количеством заложенных параметров (Byrne, 2011). Для проверкивоспроизводимостифакторнойструктурымультигрупповой КФА на гендерныхDUWASпроводилсягруппах, с помощью котороготестировались модели разного уровня эквивалентности.

Различия междувложенными моделями оценивались с помощью разницы в хи-квадрате (Δχ2) исравнительном индексе соответствия (∆CFI). Различия между моделямисчитались значимыми, если ΔCFI > .01 (Cheung & Rensvold, 2002). Дляпроверки конвергентной и дискриминантной валидности анализировалисьсвязи шкал DUWAS с переменными сверхнормативной работы и увлечённостиработой. Для анализа ивизуализации данныхтакжеиспользовалисьдополнительные пакеты: psych (Revelle, 2017), semPlot (Epskamp, 2015),semTools (semTools Contributors, 2015) dplyr (Wickham, Francois, Henry, &Müller, 2017).2.2.4. Результаты2.2.4.1. Описательный анализ пунктов русскоязычной версии DUWASВ таблице 2 приведена описательная статистика по каждому суждениюрусскоязычной версии DUWAS.

Средние значения по отдельным суждениямлежат в диапазоне 1.79 – 2.96. По некоторым суждениям наблюдаетсянезначительная асимметрия, значения которой не превышают 0.90, иотрицательный эксцесс, значения которого также не превышают 0.90. Несмотряна то, что распределение баллов по отдельным суждениям не являетсянормальным, описательные статистики говорят о том, что отклонение отнормальности умеренное.53Таблица 2. Описательная статистика суждений DUWASСужденияЯ нахожусь в спешке и испытываюнехватку времени (WE)2. Я продолжаю работать, даже когда моиколлеги уже ушли с работы (WE)3. Для меня важно работать не жалея сил,даже если работа мне не по душе (WC)4. Я всё время занят делом и не даю себе«остыть» (WE)5.

Я чувствую, что что-то внутри менязаставляет меня работать, не жалея сил(WC)6. Я трачу больше времени на работу, чемна общение с друзьями, любимыезанятия и отдых (WE)7. Я чувствую себя обязанным(ой)работать упорно, даже когда это недоставляет удовольствия (WC)8. Я делаю два-три дела одновременно,например, обедаю, работаю сдокументами и говорю по телефону(WE)9.

Я испытываю чувство вины, когдаотпрашиваюсь с работы (WC)10. Мне трудно расслабиться, когда я неработаю (WC)1.Медиана АсимметрияЭксцессMSD2.300.8120.39–0.262.310.7420.510.102.320.9220.28–0.722.960.783–0.32–0.402.480.8620.08–0.652.720.903–0.17–0.792.520.8920.05–0.732.200.8420.34–0.432.310.9920.42–0.861.790.8420.83–0.042.2.4.2. Факторная структура русскоязычной версии DUWASВ таблице 3 представлены показатели соответствия моделей эмпирическимданным, полученные с помощью КФА суждений русскоязычной версииDUWAS.

Однофакторная модель, в которой все 10 суждений относятся кодному общему фактору трудоголизма, недостаточно хорошо соответствуетэмпирическим данным, CFI и TLI ниже порогового значения .93, RMSEA –выше .08. Анализ индексов модификации показал наличие относительносильных ковариаций ошибок между суждениями 1 («Я нахожусь в спешке ииспытываю нехватку времени») и 2 («Я продолжаю работать, даже когдамои коллеги уже ушли с работы») (χ2 = 103.80), 3 («Для меня важно работатьне жалея сил, даже если работа мне не по душе») и 7 («Я чувствую себяобязанным(ой)работатьупорно,дажекогдаэтонедоставляетудовольствия») (χ2 = 74.55), 9 («Я испытываю чувство вины, когда54отпрашиваюсь с работы») и 10 («Мне трудно расслабиться, когда я неработаю») (χ2 = 68.15).