CC BY
248
УДК 159.9.072.422
ОЛЬДЕНБУРГСКИЙ ОПРОСНИК ПРОФЕССИОНАЛЬНОГО ВЫГОРАНИЯ: ДИАГНОСТИКА ИЗМЕНЕНИЯ ПСИХИЧЕСКОГО СОСТОЯНИЯ СУБЪЕКТА ТРУДА ПО КОНТИНУУМУ: УВЛЕЧЕННОСТЬ РАБОТОЙ -ПРОФЕССИОНАЛЬНОЕ ВЫГОРАНИЕ
Смирнова Анна Юрьевна - кандидат психологических наук, доцент кафедры общей и социальной психологии, Саратовский национальный исследовательский государственный университет имени Н. Г. Чернышевского. E-mail: [email protected]
В статье обсуждается проблема соотношения феноменов профессионального (психического) выгорания субъекта труда и увлеченности работой, анализируются положительные и отрицательные стороны диагностики профессионального (психического) выгорания и увлеченности как биполярных и независимых конструктов, приводятся результаты валидизации русскоязычной версии Ольденбургского опросника профессионального выгорания Е. Демерути с коллегами (The Oldenburg Burnout Inventory, Demerouti E. et. al. 1998, 2005, 2007, 2010) в переводе и адаптации А. Смирновой. Дается краткая версия Ольденбургского опросника, разработанного для русскоязычной выборки А. Смирновой, при этом на основании данных конфирматорного факторного анализа обосновывается, что краткая версия опросника в большей степени, чем его полная версия, позволяет выполнить экспресс-диагностику изменения психического состояния субъекта труда по континууму: увлеченность работой - профессиональное выгорание, так как демонстрирует более высокие, чем полная версия, корреляционные связи с увлеченностью, диагностируемой по Утрехской методике диагностики увлеченности персонала работой А. Беккера и В. Шауфели (UWES, Schaufeli, & Bakker, 2003). Эмпирический базис исследования составили инженерно-технические работники промышленного предприятия: 392 работника, средний стаж работы 7,4 года, средний возраст 44,3 года, мужчин 312, женщин 80. Ключевые слова: профессиональное (психическое) выгорание, увлеченность персонала работой, Ольденбургский опросник профессионального выгорания, валидность, субъективная незащищенность в сфере труда.
DOI: 10.18500/1819-7671-2017-17-2-211-218
Профессиональное (психическое) выгорание субъекта труда - тема, пришедшая в научную организационную психологию из психиатрии в 1970-х г., начало ее изучения связывают с именем американского психиатра X. Френденбергера [1, с. 282]. Однако до настоящего времени она не утратила своей актуальности и привлекает к себе большое число современных исследователей, анализирующих как психологическое содержание феномена, его возможную соотнесенность с другими, анализируемыми в организационной психологии, в частности, увлеченностью персонала работой и детерминантами выгорания в связи с появлением новых факторов организационной среды, оказывающих значительное воздействие на
TN
эмоциональное состояние работника и продуктивность трудовой деятельности, таких как угроза потери работы или важных аспектов работы, эмоциональное отношение работников к этим угрозам (субъективная незащищенность в сфере труда) [2]. Также по-прежнему актуальны исследования, посвященные поиску ресурсов преодоления профессионального (психического) выгорания [3]. Имеющийся теоретический базис исследования феномена профессионального (психического) выгорания характеризуется дискуссионностью, наличием часто контрастирующих друг с другом точек зрения [1, 3-6], что делает представленную в статье попытку теоретической систематизации имеющихся, часто противоположных, точек зрения актуальной. Практическую ценность изложенного материала обусловливает выполненная валидизация Ольденбургского опросника профессионального выгорания (The Oldenburg Burnout Inventory - OLBI [4, 7, 8]) в переводе и адаптации А. Смирновой, дается краткая версия Ольденбургского опросника, разработанного для русскоязычной выборки А. Смирновой. Ольден-бургский опросник профессионального (психического) выгорания разработан Е. Демерути в 1998 г. изначально на немецком языке [7], позже ею же с коллегами переведен на английский язык, неоднократно валидизирован с применением актуальных методов математико-статистического анализа эмпирических данных (Demerouti E. et. al. 1998, 2005, 2007, 2010), в том числе для англоязычной выборки [8].
Обзор иностранной и отечественной литературы. Первоначальный двухкомпонентный подход к профессиональному (психическому) выгоранию предполагал наличие таких его проявлений, как состояние изнеможения и ощущение собственной бесполезности [1]. В настоящее время, как правило, выделяются три компонента профессионального (психического) выгорания: эмоциональное истощение, деперсонализация, редукция личных достижений [5]. И, как отмечают отечественные и зарубежные авторы [1, 7], операционализация, предложенная К. Маслач,
является сейчас самой распространенной. В качестве детерминант выгорания рассматриваются ролевой конфликт, пресс времени, несоответствие требований деятельности и ресурсов субъекта труда и т. д., в качестве последствий - намерение покинуть работу, абсентеизм, снижение производительности, изменение установок к труду и организации и т. д. [3, 9]. Согласно модели профессионального выгорания, разработанной Е. Деме-рути c коллегами, выгорание является результатом сложного баланса требований и ресурсов рабочей среды [7, 9], ответной реакцией на длительные профессиональные стрессы, выраженной в ощущении эмоционального перенапряжения и чувстве опустошенности, исчерпанности собственных эмоциональных ресурсов [7, 9].
Следует отметить, что эмоциональное истощение, являющееся компонентом профессионального (психического) выгорания (К. Маслач, Е. Демерути с коллегами), вызванное факторами-стрессорами рабочей среды (темпом работы, ролевым конфликтом и т. д.), анализируется и в работах, напрямую не изучающих профессиональное выгорание, а посвященных смежным феноменам - стрессу на рабочем месте, психосо-магическими реакциями на особенности рабочей среды, тревожности. Свойственное работникам современных динамично меняющихся предприятий переживание субъективной незащищенности в сфере труда, вызванное действием особого фактора стрессора - угрозы потери работы (количественный аспект) или важных ее характеристик (качественный аспект), также служит дополнительным фактором профессионального выгорания персонала, работающего в нестабильной экономической ситуации [2, 10-13], что делает исследования феномена профессионального выгорания еще более актуальным.
Как отмечают сами авторы Ольденбургского опросника профессионального выгорания (OLBI), несмотря на существенные отличия в концептуализации психологического содержания основных компонентов профессионального выгорания эмоциональное истощение (exhaustion) в опроснике К. Маслач (MBI-GS) и OLBI высоко коррелируют друг с другом, так же как и цинизм (MBI-GS) и отстраненность (OLBI) [9, с. 500], т.е. измеряют некие, во многом сходные по содержанию свойства работника. Достоинством Ольденбургского опросника является его универсальность [9, с. 502], возможность применения для различных профессиональных групп, а не только профессий типа «человек-человек».
Ольденбургский опросник профессионального выгорания сотрудников разработан как биполярная шкала, предназначенная для диагностики профессионального выгорания персонала
и одновременно увлеченности персонала работой как обратного состояния. Опросник включает две шкалы - «Отстраненность» (disengagement from work) и «Истощенность» (exhaustion), которые содержат прямые и реверсивные утверждения, что делает его более надежным, как отмечают авторы, в сравнении с опросником К. Маслач. Он позволяет судить и о выраженности параметров, располагающихся на противоположной стороне континуума - «Идентификации» (identification) и «Энергичности» (vigor) соответственно, характеризующих увлеченность персонала работой.
Истощение, характерное для выгорания, понимается как интенсивно выраженное физическое, эмоциональное и когнитивное истощение, в основе которого лежит длительное несоответствие возможностей работника и требований работы. Энергичность, рассматриваемая как состояние, противоположное истощению, понимается как характеризующееся наличием внутренней энергии, эмоциональной устойчивостью, высокой скоростью когнитивных процессов и физической энергией. Эмоциональная отстраненность понимается как эмоциональное дистанцирование от работы в целом, результатов и процесса работы, характеризуется утратой идентификации работника с организацией, а также нежеланием продолжать работу в данной должности. Идентификация, включенность, напротив, понимается как личная заинтересованность в положительной оценке результата и процесса труда, идентификация себя с организацией и удовлетворенность от работы в конкретной должности. Увлеченность персонала работой понимается авторами как состояние, противоположное профессиональному выгоранию и характеризующееся энергичностью и идентификацией, включенностью в дела организации. Следует отметить, что, несмотря на указанные преимущества биполярного подхода к диагностике увлеченности/выгорания, ряд исследователей критикуют его и обосновывают необходимость измерения каждого при помощи отдельной методики [14, р. 4]. В. Шауфели и М. Саланова, сопоставляя феномены профессионального (психического) выгорания и увлеченности работой, проводят две «магистрали» движения эмоционального состояния субъекта труда: «энергия» (Energy), в рамках которой возможно движение энергичность-истощение и «идентификация» (Identification), в рамках которой возможно движение энтузиазм-цинизм [6]. Таким образом, авторы выделяют наряду с общим содержанием и различия в анализируемых феноменах.
В качестве последствий профессионального выгорания выделяется широкий спектр поведенческих реакций (снижение работоспособности, уход из организации и т. д.), изменения
установок к труду и самоотношения. Наиболее широко последствия феномена и его динамика понимаются авторами как «нарушение оптимального функционирования личности в системе "субъект - профессия - организация - общество"» [3, с. 4]. Общественная значимость феномена делает необходимым дополнительное изучение феномена профессионального выгорания в контексте изменений, происходящих в организации и обществе. Целью данной статьи является валидизация Ольденбургского опросника профессионального (психического) выгорания. Для перевода представленной в 2010 г. англоязычной версии опросника Е. Демерути, К. Мостерт и А. Беккером (E. Demerouti, K.Mostert, A. Bakker) англоязычной версии OLBI применялась техника прямого и обратного перевода, работа кросс-культурных экспертов.
Теоретико-методологический базой исследования стали в большей или меньшей мере обсужденные выше работы по профессиональному выгоранию авторов: X. Френденбергера (H. J. Freundenberger), Б. Перлмана (В. Perlman) и Е. Хартмана (Е. Hartman), Е. Демерути (Е. Demerouti), К. Мостерт (К. Mostert), А. Беккера (А. Bakker), С. Джексон (S. Jackson), К. Маслач (C. Maslach), В. Шайфели (W. B. Schaufeli), А. Пайнса (A. M. Pines), А. Широма (A. Shirom), Т. И. Ронгинской, В. Е. Орел, Н. Е. Водопьянова), увлечености персонала работой: В. Шауфели (W. B. Schaufeli), А. Беккер (A. B. Bekker), Е. Демерути (E. Demerouti), К. Мостерт (K. Mostert), М. Са-лановой (M. Salanova) в части исследования субъ-
ективной незащищенности в сфере труда работы качественно-количественного подходов Л. Грин-халф (L. Greenhalgh), Д. Хелгрена (J. Hellgren), К. Люис-Грина (C. Louis-Guerin), З. Розенблатта (Z. Rosenblatt), Е. Роскиса (E. Roskies), М. Сверке (M. Sverke), А. Смирновой и процессного Г. Хуанг (G.-H. Huang), Х. Ню (X. Niu), С. Ли (C. Lee), С. Ашфорд (S. Ashford).
Эмпирические результаты валидизации Ольденбургского опросника профессионального выгорания (OLBI). Эмпирический базис валидизации составили инженерно-технические работники промышленного предприятия: 392 работника, средний стаж работы 7,4 года, средний возраст 44,3 года, мужчин 312, женщин 80. Эмпирические результаты, полученные при помощи этой методики, были подвергнуты многократному конфирматорному (КФА) и эксплораторному (ЭФА) факторным анализам, многократной проверке конвергентной и дис-криминантной валидности как в полной, так и в различных вариантах сокращенной версии опросника с целью поиска оптимальной структуры его русскоязычной версии. Для преодоления искажения результатов КФА и ЭФА особенностью формулирования утверждений методики все реверсивные утверждения пере-считывались до математико-статистического анализа. Полученные эмпирические результаты сопоставлялись с результатами валидизации оригинала. Рассмотрим краткие результаты выполненного математико- статистического анализа (табл. 1).
Таблица 1
Основные критерии согласия анализируемых апостериорных моделей КФА для Ольденбургского опросника профессионального (психического) выгорания в полной и сокращенной версиях
Наименование 1 2 3 4 5 6 7
параметра
Х2=......(....df) 1140,737 (104) 864,015 (90) 837,337 (85) 121,382 (13) 122,085 (14) 1663,90 (206) 112,7 (103)
%2/df =.....(p<.) 10,969 (0,001) 9,600 (0,001) 9,851 (0,001) 9,337 (0,001) 8,72 (0,001) (0,001) -
CFI 0,610 0,709 0,702 0,868 0,868 0,86 0,95
GFI (ACFI) 0,746 0,804 0,803 0,911 0,911 0,88 0,97
(0,667) (0,704) (0,722) (0,808) (0,821) - -
RMSEA (HI 90 = ) 0,160 (0,168) 0,148 (0,157) 0,150 (0,160) 0,146 (0,170) 0,141 (0,164) 0,07 0, 03 (0,06)
NFI 0,590 0,689 0,681 0,855 0,854 0,84 -
NNFI - - - - - - 0,96
AIC 1204,737 956,015 907,337 151,382 150,085 - -110,4
BIC 1331,817 1138,693 1046,332 152,008 150,670 - -0,331,4
TLI 0,550 0,612 0,631 0,786 0,802 - -
IFI 0,613 0,712 0,704 0,869 0,869 0,86 -
Примечание. 1 - русскоязычная версия, однофакторная модель; 2 - русскоязычная версия, двухфакторная модель; 3 - русскоязычная версия, двухфакторная модель без 13-го утверждения; 4 - русскоязычная версия, двухфакторная модель сокращенная; 5 - русскоязычная версия, однофакторная модель сокращенная; 6 - результаты валидизации Е. Демерути, А. Беккера, 2005; 7 - результаты валидизации англоязычной версии Е. Демерути с коллегами, 2005.
Численные значения критериев согласия моделей (см. табл. 1), согласно А. Наследову, Д. Харрингтон, позволяют считать, что результаты КФА [15, 16] подтверждают двухфакторную структуру методики; предложенная нами русскоязычная версия методики применима как в полной, так и в сокращенной версиях.
Инструкция к опроснику содержит следующие утверждения: «Перед Вами несколько
утверждений, с которыми Вы можете согласиться или не согласиться. Используя данную шкалу, пожалуйста, укажите степень, в которой Вы согласны с каждым из утверждений: 1. Совершенно согласен; 2. Согласен; 3. Не согласен; 4. Совершенно не согласен». Утверждения методики представлены (табл. 2, полная версия методики, и табл. 3, сокращенная версия методики).
Таблица 2
Удельный вес переменных в факторе для двухфакторной полной русскоязычной позитивно переформулированной модели КФА ОЬБ1
Утверждение методики Фактор Полная версия методики
Удельный вес (Е811та1е) Порядковый номер утверждения в методике Значение Стандартное отклонение
Моя работа все больше и больше меня увлекает Отстраненность (И) 0,633 15 1,92 0,595
Только такую работу я и могу для себя представить Отстраненность (И) 0,067* 13 2,33 0,683
Иногда я чувствую отвращение к моей работе Отстраненность (И) 0,623 11 1,65 0,556
Со временем работа, подобная моей, может привести к отчужденности Отстраненность (И) 0,457 9 1,73 0,723
Я считаю свою работу сложной, но интересной Отстраненность (И) 0,458 7 1,67 0,550
В последнее время я меньше думаю о своей работе и выполняю ее механически Отстраненность (И) 0,313 6 1,84 0,510
Я все чаще говорю о своей работе в негативном ключе Отстраненность (И) 0,522 3 1,59 0,532
Я всегда нахожу новые и интересные аспекты в своей работе Отстраненность (И) 0,470 1 1,84 0,584
Во время работы я, как правило, чувствую себя энергичным Истощенность (Е2) 0,833 16 1,82 0,437
Как правило, я очень хорошо справляюсь с объемом своей работы Истощенность (Е2) 0,702 14 1,73 0,442
После работы я, как правило, чувствую себя изношенным и утомленным Истощенность (Е2) 0,557 12 1,88 0,521
После работы у меня остается достаточно энергии для досуга Истощенность (Е2) 0,540 10 1,90 0,463
На протяжении рабочего дня я часто чувствую эмоциональное истощение Истощенность (Е2) 0,619 8 1,88 0,521
Я очень хорошо справляюсь с давлением, которое оказывает на меня моя работа Истощенность (Е2) 0,648 5 1,90 0,463
После работы мне требуется больше, чем раньше, времени, чтобы отдохнуть и «прийти в себя» Истощенность (Е2) 0,503 4 1,92 0,634
Бывает, я чувствую себя усталым еще до того, как приеду на работу Истощенность (Е2) 0,711 2 1,98 0,655
Примечание. р = 0,001 для всех анализируемых переменных, за исключением переменной 13, для которой *р = 0,209. 214 Научный отдел
Удельный вес переменных в факторе для двухфакторной сокращенной русскоязычной позитивно переформулированной модели КФА ОЬБ1
Таблица 3
Утверждение методики Название фактора Сокращенная версия методики
Моя работа все больше и больше меня увлекает Отстраненно сть (F1) Удельный вес (Estimate) Порядковый номер утверждения в методике Значение Стандартное отклонение
Иногда я чувствую отвращение к своей работе Отстраненно сть (F1) 0,596 6 1,92 0,341
Я считаю свою работу сложной, но интересной Отстраненно сть (F1) 0,558 4 1,65 0,556
Я всегда нахожу новые и интересные аспекты в своей работе Отстраненно сть (F1) 0,478 1 1,84 0,584
Во время работы я, как правило, чувствую себя энергичным Истощенность (F2) 0,770 7 1,82 0,437
Я очень хорошо справляюсь с давлением, которое оказывает на меня работа Истощенность (F2) 0,541 3 1,90 0,463
Бывает, я чувствую себя усталым еще до того, как приеду на работу Истощенность (F2) 0,762 2 1,98 0,655
Шкала «Отстраненность (Disengagement) -Идентификация (Engagement)» суммирует вопросы № 1, 3(R), 6(R), 7, 9(R), 11(R), 13, 15; значения варьируются от 8 до 32, среднее значение по шкале составило 14,57, дисперсия 6,056, стандартное отклонение 2,461. Шкала «Истощенность (Exhaustion) - Энергичность (Vigor)» суммирует вопросы № 2(R), 4(R), 5, 8(R), 10, 12(R),14, 16, значения варьируются от 8 до 32, среднее значение по шкале составило 15,00, дисперсия 8,225, стандартное отклонение 2,868, где (R) - реверсивные вопросы (4 = 1, 3 = 2, 2 = 3, 1 = 4); **** - р = 0,001 для всех анализируемых переменных. Шкала «Отстраненность - Идентификация» суммирует вопросы № 1 (1), 7 (4), 11(5, R), 15 (6); значения варьируются от 4 до 16, среднее значение 7,08, дисперсия 2,080, стандартное отклонение 1,442; Шкала «Истощенность - Энергичность» суммирует вопросы № 2 (2,R), 5 (3), 16 (7), значения варьируются от 3 до 12, среднее значение 5,69, дисперсия 1,604, стандартное отклонение 1,267, где (R) - реверсивные вопросы.
Надежность - согласованность русскоязычной сокращенной версии методики оценивалась посредством расчета альфы Кронбаха (при этом учитывалось, что показатель более 0,7 свидетельствует о высокой надежности), для шкалы «Отстраненность» альфа Кронбаха = 0,652, альфа Кронбаха, основанная на стандартизованных пунктах, равна 0,693. Для шкалы «Истощенность» альфа Кронбаха - 0,838, альфа Кронбаха, основанная на стандартизированных пунктах, - 0,846 в полной версии методики, что свидетельствует о
достаточно высокой надежности шкал методики, при этом шкала « Истощенность» характеризуется большей надежностью, исключение утверждения 13 из шкалы делает в целом ее более надежной: альфа Кронбаха - 0,678, альфа Кронбаха, основанная на стандартизированных пунктах, - 0,707. При этом нами разработана более короткая версия опросника с лучшими показателями математической статистики, исключающая и ряд других утверждений (см. табл. 3). Таким образом, применение полной русскоязычной версии опросника мы считаем оправданным без изменений для выполнения кросс-культурных исследований. В сокращенной версии опросника для шкалы «Отстраненность» альфа Кронбаха - 0,648, альфа Кронбаха, основанная на стандартизованных пунктах - 0,673; для шкалы «Истощенность» альфа Кронбаха - 0,719, альфа Кронбаха, основанная на стандартизированных пунктах, - 0,742, т.е. несмотря на существенное уменьшение числа утверждений методики она остается достаточно надежной.
Конвергентная и дискриминантная валид-ности методики оценивались на основании кор -реляционного анализа (табл. 4).
Корреляции сокращенной и полной версий методики как с Утрехской шкалой увлеченности работой, так и между собой достаточно высоки, что свидетельствует о валидности методики, при этом следует отметить, что предложенная нами сокращенная версия Ольденбургского опросника демонстрирует более тесные корреляционные связи с увлеченностью работой, измеряемой по
Примечание. *- двусторонняя корреляция для всех указанных в таблице показателей значима на уровне 0,01.
Таблица 4
Оценка конвергентной и дискриминантной валидности методики ОЬБ1
Параметр Отстраненность (сокращенная версия) Истощенность (сокращенная версия) Результаты в целом по опроснику (сокращенная версия) Результаты в целом по опроснику (полная версия) OLBI Отстраненность (полная версия) OLBI Истощенность (полная версия) OLBI
Отстраненность (сокращенная версия) 1 0,641 0,902 0,821 0,880 0,633
Истощенность (сокращенная версия) 0,641* 1 0,879 0,832 0,630 0,867
Результаты в целом по опроснику (сокращенная версия) 0,902 0,879 1 0,908 0,871 0,789
Увлеченность, общее (UWES) -0,565 -0,455 -0,560 -0,512 -0,534 -0,408
Энергичность (UWES) -0,474 -0,385 -0,459 -0,444 -0,438 -0,375
Энтузиазм (UWES) -0,516 -0,433 -0,532 -0,465 -0,524 -0,337
Поглощенность (UWES) -0,533 -0,417 -0,526 -0,472 -0,493 -0,375
Результаты в целом по опроснику (полная версия, OLBI) 0,821 0,832 0,908 1 0,895 0,924
Истощенность (полная версия, OLBI) 0,633 00,867 00,789 0,924 0,655 1
Отстраненность (полная версия, OLBI) 0,880 0,630 0,871 0,895 1 0,655
методике А. Беккера и В. Шауфели, что свидетельствует о большей валидности для измерения увлеченности на русскоязычной выборке, чем валидность полной версии опросника (см. табл. 4).
В заключение следует отметить, что выполненный нами конфирматорный факторный анализ подтверждает двухфакторную структуру методики. Согласно приведенным данным математико-статистического анализа (табл. 4), лучшими характеристиками отличается русскоязычная сокращенная версия. В совокупности с большей экономией времени при применении сокращенной версии опросника полученные эмпирические данные подтверждают возможность и рациональность диагностики изменения психического состояния субъекта труда по континууму «увлеченность работой - профессиональное выгорание» при помощи предложенной нами в данной статье сокращенной русскоязычной версии OLBI. При этом для практических целей наиболее рационально применение именно сокращенной версии (в связи с ее лучшими показателями согласия модели), для целей кросс-культурного сравнения - предлагаемой нами полной версии, так как по результатам ЭФА, КФА, корреляционного анализа, анализа надежности ее также можно счесть надежной и валидной.
Список литературы
1. Психология менеджмента : учебник для вузов / под ред. Г. С. Никифорова. 2-е изд., доп. и перераб. СПб., 2004. 639 с.
2. Смирнова А. Ю. Субъективная незащищенность в сфере труда в проблемном поле организационной психологии : перевод, операционализация, методологические рамки исследования феномена // Организационная психология : люди и риски : сб. материалов V российско-американской науч.-практ. конф. (29-30 мая 2014 г.) / под ред. Л. Н. Аксеновской, Е. В. Рягу-зовой. Саратов, 2015. С. 217-224.
3. Водопьянова Н. Е. Ресурсное обеспечение противодействия профессиональному выгоранию субъектов труда (на примере специалистов «субъект-субъектных» профессий) : автореф. дис. ... канд. ... психол. наук. СПб., 2014. 49 с.
4. Demerouti E., Bakker A. B. Measurement of burnout and engagement. The Oldenburg Burnout Inventory : a good alternative to measure burnout (and Engagement). Utrecht-Rotterdam, 2007. 25 p.
5. Maslach С., Jackson S. E. The measurement of experienced burnout // J. of Occupational Behaviour. 1981. Vol. 2. P. 99-113.
6. Schafeli W., Salanova M. An Emerging psychological concept and its implications for organizations // Managing social and ethical issues in organizations. Eds. S. W. Gilliland, D. D. Steiner, D. P. Skarlicki. Charlotte, 2007. P. 135-177.
7. Demerouti E., Mostert K., Bakker A. Burnout and work engagement : a thorough investigation of the independency of both constructs // J. of Occupational Health Psychology. 2010. Vol. 15 (3). P. 209-222.
8. Halbesleben J. R. B., DemeroutiE. The construct validity of an alternative measure of burnout : Investigating the English translation of the Oldenburg Burnout Inventory // Work & Stress : An International Journal of Work, Health & Organisations. 2005. № 19 (3). P. 208-220.
9. Demerouti E., Nachreiner F., Bakker A.B., Schau-feli W. B. The job demands-resources model of burnout // J. of Applied Psychology. 2001. Vol. 86, № 3. P. 499-512.
10. Смирнова А. Ю. Управление увлеченностью персонала работой в процессе организационных изменений // APRIORI. Сер. Гуманитарные науки. 2015. № 4. URL: http://apriori-journal.ru/journal-gumanitarnie-nauki/last-number (дата обращения: 20.10.2015).
11. Buitendach J. H., Bosman J., Rothmann S. Job insecurity,
burnout and work engagement: the impact of positive and negative affectivity // South African Journal of Industrial Psychology. 2005. Vol. 31, № 4. P. 48-56.
12. Qetin C., Turan N. The relationship between qualitative job insecurity and burnout // European Journal of Research on Education. Special iss. Human Resource Management. 2013. P. 21-28.
13. Tilakdharee N., Ramidial S., Parumasur S.B. The relationship between job insecurity and burnout // South African Journal of Economic and Management Sciences. 2010. Vol. 13 (3). P. 254-271.
14. Schaufeli W., Bakker A. The Utrecht work engagement scale preliminary manual (Version 1, November 2003). Utrecht, 2003. 58 с.
15. НаследовА. Н. IBM SPSS Statistics 20 и AMOS : профессиональный статистический анализ данных. СПб., 2013. 416 с.
16. Harrington D. Confirmatory factor analysis. Oxford, 2009. 122 с.
Образец для цитирования:
Смирнова А. Ю. Ольденбургский опросник профессионального выгорания: диагностика изменения психического состояния субъекта труда по континууму: увлеченность работой - профессиональное выгорание // Изв. Сарат. ун-та. Нов. сер. Сер. Философия. Психология. Педагогика. 2017. Т. 17, вып. 2. С. 211-218. DOI: 10.18500/1819-7671-2017-17-2-211-218.
The Oldenburg Burnout Inventory: Diagnostics of State of Mind's Change of the Employ on a Continuum: Work Engagement - Professional Burnout
A. Y. Smirnova
Saratov State University
83, Astrakhanskay str., Saratov, 410012, Russia
E-mail: [email protected]
The article briefly review the literature on burnout and work engagement (as opposite phenomeno)n. The advances and psychometric limitations of bipolar approach and independent approach to burnout and work engagement are analyzed. The purpose of this paper is to develop evidence for the validity and reliability of an Russian-language translation of the Oldenburg Burnout Inventory (Demerouti E. et. al., 1998, 2005, 2007, 2010, version in Russian language A. Smirnova, 2015). The short version of the Oldenburg Burnout Inventory developed for Russian-speaking sample of A. Smirnova is given. Using data from 392 employees (generalized sample of working adults average tenure 7,4 years, average age 44,3, male 312, female 80), our confirmatory factor analyses suggested that the OLBI are valid and reliable. The short version of the Oldenburg Burnout Inventory are valid and reliable too and may be a good alternative to the full version. It demonstrates acceptable reliability (internal consistency) as well as factorial, convergent, and discriminant validity. Our findings suggest that the short version of OLBI offers researchers an alternative measure of burnout and work engagement, as shows higher, than the full version correlation with the work engagement measured with UWES (Schaufeli, & Bakker, 2003).
Key words: burnout, work engagement, Oldenburg Burnout Inventory, validity, job insecurity.
References
1. Psikhologiya menedzhmenta: uchebnik dlya vuzov. Pod red. G. S. Nikiforova. 2-e izd., dop. i pererab (Psychology of management: Textbook for high school. 2d ed. Ed. by G. S. Nikiforov). St. Petersburg, 2004. 639 p. (in Russian).
2. Smirnova A. Yu. Subektivnaya nezashchishchennost v sfere truda v problemnom pole organizacionnoy psikholo-gii: perevod, operatsionalizatsiya, metodologicheskie ramki issledovaniya fenomena(Job insecurity in organizational psychology: translation, operationaliza-tion, methodological framework for the study of the phenomenon). Organizatsionnaya psikhologiya: ludi i riski: sb. materialov VI mezhdunar.nauch.-prakt. konf. (Saratov, 17 dekabrya 2015 g.) (Organizational psychology: people and risks. The abstracts of VI International conference of psychology{December, 17, 2015}). Ed. by L. N. Aksenovskaya, Е. V. Ryaguzova. Saratov, 2016, pp. 55-63 (in Russian).
3. Vodopyanova N. E. Resursnoe obespechenie protivode-istviyaprofessionalnomu vygoraniyu subektov truda (na primere spetsialistov subekt-subektnych professiy: av-toref. dis. ... kand. psikhol. nauk) (Resourcing counteract of burnout of the employee {on the of human - related professionals sample}: autoref. diss. ... cand. of psychology}). St. Petersburg, 2014. 49 p. (in Russian).
4. Demerouti E., Bakker A. B. Measurement of burnout and engagement. The Oldenburg burnout inventory: a good alternative to measure burnout (and engagement). Utrecht; Rotterdam, 2007. 25 p.
5. Maslach C., Jackson S. E. The measurement of experienced burnout. Joutnal of Occupational Behaviour, 1981, vol. 2, pp. 99-113.
6. Schaufeli W., Salanova M. An emerging psychological concept and its implications for organizations. Managing social and ethical issues in organizations. Eds. S. W. Gilliland, D. D. Steiner, D. P. Skarlicki. Charlotte, 2007, pp. 135-177.
7. Demerouti E., Mostert K., Bakker A. Burnout and work engagement: a thorough investigation of the independency of both constructs. Journal of Occupational Health Psychology, 2010, vol. 15 (3), pp. 209-222.
8. Halbesleben J. R. B., Demerouti E. The construct validity of an alternative measure of burnout: Investigating the English translation of the Oldenburg burnout inventory. Work & Stress: An International Journal of Work, Health & Organisations, 2005, no.19 (3), pp. 208-220.
9. Demerouti E., Nachreiner F., Bakker A. B., Schaufeli W. B. The job demands-resources model of burnout. Journal of Applied Psychology, 2001, vol. 86, no. 3, pp. 499-512.
10. Smirnova A. Yu. Upravlenie uvlechennostyu personala rabotoy v processe organizacionnyh izmeneniy (Managing work engagement in organizational changes). APRIORI. Ser. Gumanitarnye nauki (APRIORI. Ser. Hu-
manities), 2015, no. 4. Available at http://apriori-journal. ru/journal-gumanitarnie-nauki/last-number (accessed 20 October 2015) (in Russian).
11. Buitendach J. H., Bosman J., Rothmann S. Job insecurity, burnout and work engagement: the impact of positive and negative affectivity. South African Journal of Industrial Psychology, 2005, vol. 31, no. 4, pp.48-56.
12. Qetin C., Turan N. The relationship between qualitative job insecurity and burnout. European Journal of Research on Education. Special Issue: Human Resource Management. 2013, pp. 21-28.
13. Tilakdharee N., Ramidial S., Parumasur S. B. The relationship between job insecurity and burnout. South African Journal ofEconomic and Management Sciences, 2010, vol. 13 (3), pp. 254-271.
14. Schaufeli W., Bakker A. The Utrecht work engagement scale preliminary manual (Version 1, November 2003). Utrecht, 2003. 58 p.
15. Nasledov A. N. IBM SPSS Statistics 20 i AMOS: profes-sionalniy statisticheskiy analiz dannykh (AN IBM SPSS Statistics 20 and AMOS: professional statistical analysis). St. Petersburg, 2013. 416 p. (in Russian).
16. Harrington D. Confirmatory factor analysis. Oxford, 2009. 122 p.
Cite this article as:
Smirnova A. Y. The Oldenburg Burnout Inventory: Diagnostics of State ofMind's Change ofthe Employ on a Continuum: Work Engagement - Professional Burnout. Izv. Saratov Univ. (N. S.), Ser. Philosophy. Psychology. Pedagogy, 2017, vol. 17, iss. 2, pp. 211-218. DOI: 10.18500/1819-7671-2017-17-2-211-218.
