CC BY
209
ОРГАНИЗАЦИОННАЯ ПСИХОЛОГИЯ
www.orgpsyjournal.hse.ru
Психометрический анализ русскоязычной версии Голландской шкалы трудовой зависимости (0иШЛ5)
ЛОВАКОВ Андрей Владимирович
Национальный исследовательский университет ««Высшая школа экономики», Москва, Россия
Цель. В статье представлены результаты исследования психометрических свойств русскоязычной версии Голландской шкалы трудовой зависимости (Dutch Work Addiction Scale, DUWAS). В основе шкалы лежит определение трудоголизма через наличие склонности чрезмерно работать и одержимости работой, проявляющейся в ее навязчивости, поэтому шкала содержит две субшкалы: «Чрезмерность работы» и «Навязчивость работы». В статье рассматривается внутренняя структура шкалы, её конвергентная и дискриминантная валидность и внутренняя согласованность. Методология. На выборке из 1783 работников крупной российской организации были проведены несколько конфирматорных факторных анализов, подтвердивших конструктную валидность русскоязычной версии DUWAS и её сопоставимость с оригинальной версией. Для проверки воспризводимости и стабильности факторной структуры проводится мультигруппо-вой конфирматорный факторный анализ. Результаты. Двухфакторная модель DUWAS значимо лучше соответствует эмпирическим данным, чем однофакторная. Мультигрупповой конфирматорный факторный анализ показал эквивалентность модели измерения DUWAS в группе мужчин и женщин и устойчивость её факторной структуры. Шкалы DUWAS обладают конвергентной и дискриминантной валидностью. В статье также обсуждаются различия трудоголизма в разных демографических и профессиональных группах. Трудоголизм, измеренный с помощью русскоязычной версии DUWAS, не связан с полом или уровнем должности работников. Данный вывод согласуется с результатами предыдущих исследований. Выводы. Результаты исследования показывают, что русскоязычная версия DUWAS обладает приемлемыми психометрическими свойствами, сопоставимыми с оригинальной версией и версиями на других языках. Ценность результатов. Впервые публикуется русскоязычная версия DUWAS, которая может быть рекомендована для использования в научных целях.
Ключевые слова: зависимость; аддикция; трудоголизм; DUWAS.
В 1971 Уэйн Оутс впервые ввёл в психологическую литературу понятие «трудоголизм», определив его как страсть к работе, сильную, неконтролируемую потребность непрерывно работать. В последние годы данный феномен привлекает к себе всё большее внимание. Появление новых профессий, изменение режима труда многих работников, широкое распространение самозанятости и другие фундаментальные изменения в мире профессий стимулировали интерес исследователей к проблеме трудоголизма в последние два десятилетия, отразившийся в утроении количества публикаций по данной теме в последние 15 лет (Ловаков,
Адрес: ул. Мясницкая, д. 20, 101000 Москва, Россия. E-mail: lovakov@hse.ru
Введение
2012). В научной литературе трудоголизм характеризуется, с одной стороны, склонностью чрезмерно работать, а с другой, — одержимостью работой, проявляющейся в ее навязчивости (Schaufeli, Shimazu, Taris, 2009). Дж. Спенс и Э. Роббинс определяли трудоголика как человека, характеризующегося тремя особенностями: 1) высокая вовлечённость в работу; 2) внутренний драйв к работе; 3) низкий уровень удовольствия от работы (Spence & Robbins, 1992). М. Кларк с коллегами проанализировали имеющиеся в литературе определения трудо-голизма и сформулировали обобщающее: трудоголизм — это зависимость от работы, включающая чувство внутреннего побуждения работать, постоянные мысли о работе в нерабочее время, чрезмерная работа сверх необходимого ожидаемого уровня (установленного требованиями работы или экономическими потребностями), несмотря на потенциальные негативные последствия (Clark et al., 2014).
Большинство исследователей характеризуют трудоголизм как негативный феномен. Однако усердная и чрезмерная работа не всегда вызвана навязчивостью и компульсивно-стью, а также не всегда имеет негативные последствия для работника. Так, в ряде исследований показана положительная связь трудоголизма с продуктивностью, удовлетворённостью работой и другими позитивными эмоциями (Buelens & Poelmans, 2004; Peiperl & Jones, 2001; Spence & Robbins, 1992). Учитывая результаты подобных исследований, в литературе начала распространяться идея существования двух принципиально разных типов сотрудников, много и усердно работающих (Andreassen, Hetland, & Pallesen, 2010; Schaufeli et al., 2009; Schaufeli, Taris, & Bakker, 2006; Shimazu & Schaufeli, 2009; Shimazu et al., 2015; van Beek et al., 2012). Первые — «плохой» тип усердного работника — это истинные трудоголики, внешне мотивированные к работе, чувствующие необходимость работать, постоянно думающие о работе и не получающие от неё удовольствие. Вторые — «хороший» тип усердного работника — это увлечённые работой сотрудники, отличающиеся от трудоголиков тем, что внутренне мотивированы к работе и получают от неё удовольствие. Таким образом, трудоголизм и увлечённость работой — это два концептуально разных конструкта, описывающие два разных типа усердно работающих сотрудников (Schaufeli et al., 2006).
На основе определения трудоголизма через чрезмерность и навязчивость работы В. Шауфели с коллегами (Schaufeli et al., 2006) разработали Голландскую шкалу трудовой зависимости (Dutch Work Addiction Scale, DUWAS), состоящую из 10 суждений, объединённых в две субшкалы: «Чрезмерность работы» (Working Excessively, WE) и «Навязчивость работы» (Working Compulsively, WC). Двухфакторная структура DUWAS была показана на двух больших выборках работников из Нидерландов и Японии (Schaufeli et al., 2009), а также подтверждена в последующих исследованиях (Andreassen, Hetland, & Pallesen, 2014; Balducci et al., 2015; del Líbano, Llorens, Salanova, & Schaufeli, 2010; Littman-Ovadia, Balducci, & Ben-Moshe, 2014; Rantanen et al., 2015; Schaufeli, van Wijhe, Peeters, & Taris, 2011). Шкалы DUWAS показывают хорошую конвергентную и дискриминантную валидность. Подтверждены психометрические свойства версий DUWAS на нескольких языках: голландском (Schaufeli et al., 2009, 2011), японском (Schaufeli et al., 2009), испанском (del Líbano et al., 2010), иврите (Littman-Ovadia et al., 2014), финском (Rantanen et al., 2015), итальянском (Balducci et al., 2015).
Цель данного исследования — проверка психометрических свойств русскоязычной версии шкалы DUWAS. В статье рассматривается внутренняя структура шкалы, её конвергентная и дискриминантная валидность и внутренняя согласованность.
Методика
Выборка
Выборка включает 1783 работника крупной российской энергетической компании, занимающейся продажей тепловой и электрической энергии в нескольких регионах России, из них 516 мужчин (29%) и 1213 женщин (68%), 54 участника не указали свой пол. Участники приглашались к опросу с помощью рассылки по корпоративной электронной почте. Средний возраст участников — 36.36 лет (стандартное отклонение — 9.55), 57 участников не указали свой возраст. Средний стаж работы — 15.58 лет (стандартное отклонение — 9.99). Средний стаж работы в данной организации — 6.90 лет (стандартное отклонение — 6.86). Большинство участников (1341) являются неруководящими работниками, 249 — линейными руководителями, 178 — руководителями среднего звена, 15 — руководителями высшего звена.
Переменные/шкалы
Трудоголизм
Использовалась русскоязычная версия Голландской шкалы трудовой зависимости ^и^^) ^^а^еИ et а1., 2009). Методика состоит из двух субшкал: Чрезмерность работы (ШЕ) и Навязчивость работы (ШС). На каждую шкалу приходятся по пять суждений. Каждое суждение необходимо оценить с помощью 4-балльной шкалы (1 — (почти) никогда, 4 — (почти) всегда). Суждения DUWAS были переведены с английского языка на русский язык автором статьи1. После этого суждения были переведены обратно на английский язык психологом-билингвом, не знакомым до этого со шкалой и не знающим о целях исследования. Несоответствия между оригинальной версией и версией, получившейся в результаты обратного перевода, обсуждались с психологом-билингвом, после чего утверждалась итоговая версия перевода. Согласованность (а Кронбаха) субшкал Чрезмерность работы и Навязчивость работы равна .65 и .72, соответственно, согласованность общей шкалы из 10 суждений равна .78.
Сверхнормативная работа
Для измерения сверхнормативной работы использовались две переменные: 1) шкала из двух суждений («Я работаю в выходные дни», «Я беру работу на дом»), которые оценивались с помощью такой же 4-балльной шкалы (а Кронбаха = .53); 2) процент отработанных часов сверх норматива, рассчитанный по формуле ((а—с)/с)*100, где а — количество фактически отработанных часов в неделю, а с — количество рабочих часов в неделю по нормативу. В среднем участники исследования перерабатывают на 11.34% (SD = 14.39). Переменные положительно коррелируют между собой (г = .41, р < .001)
Увлечённость работой
Увлечённость работой измерялась с помощью русскоязычной версии краткой Утрехтской шкалы увлечённости работой (UWES-9) (Кутузова, 2006; Lovakov, Agadullina, & Schaufeli, 2016). Методика состоит из трёх субшкал: Энергичность (VI), Преданность делу фЕ), Поглощённость (АВ). На каждую субшкалу приходится по три суждения. Каждое суждение необходимо оценить с помощью 7-балльной шкалы (1 — никогда, 7 — постоянно). Согласованность (а Кронбаха) субшкал равна .79, .87 и .75, соответственно.
1 Англоязычная и другие версии DUWAS доступны на сайте http://www.wilmarschaufeli.nl/
Удовлетворённость работой
Удовлетворённость работой измерялась с помощью шкалы The Brief Index of Affective Job Satisfaction (BIAJS) (Thompson & Phua, 2012). Шкала представляет собой семь суждений, четыре из которых используются для измерения удовлетворённости (например, «Мне нравится моя работа больше, чем среднестатистическому человеку»), а три оставшиеся являются дистракторами (например, «У меня необычная работа») и не учитываются в анализе. Все суждения необходимо оценить с помощью 5-балльной шкалы (1 — абсолютно не согласен, 5 — абсолютно согласен). Суждения были переведены на русский язык автором этого исследования. Перевод обсуждался с билингвом, не знающим о цели исследования. В случае необходимости перевод суждений корректировался. Согласованность (а Кронбаха) шкалы равна .91.
Удовлетворённость жизнью
Для измерения общей удовлетворённости жизнью использовалась русскоязычная версия шкалы удовлетворённости жизнью (SWLS) (Diener, Emmons, Larsen, & Griffin, 1985), адаптированная Е. Н. Осиным и Д. А. Леонтьевым (2008). Шкала включает пять суждений, которые необходимо оценить с помощью 5-балльной шкалы (1 — абсолютно не согласен, 5 — абсолютно согласен). Согласованность (а Кронбаха) шкалы равна .89.
Анализ данных
Весь анализ проводился в системе статистических вычислений R (R Core Team 2016). Для проверки факторной структуры русскоязычной версии DUWAS 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 которой все десять суждений рассматриваются как одна общая шкала трудоголизма, и двухфакторная модель, в которой суждения делятся на два фактора (по пять суждений на каждый), отражающие две субшкалы трудоголизма. Качество соответствия моделей эмпирическим данным оценивалось с помощью нескольких показателей: х2, корень среднеквадратичной ошибки аппроксимации (RMSEA), стандартизованные среднеквадратичные остатки (SRMR), сравнительный индекс соответствия (CFI), индекс Такера-Льюиса (TLI). Для CFI и TLI пороговым является значение .93, для RMSEA — .08, для SRMR — .06 (Byrne, 2011; Hu & Bentler, 1999). Для сравнения альтернативных моделей, построенных для одного и того же набора данных, использовался информационный критерий Акайке (AIC). Его абсолютное значение не имеет смысла, однако модель, имеющая меньшее значение, считается более «экономной» (parsimonious), т.е. её объяснительная сила обеспечивается меньшим количеством заложенных параметров (Byrne, 2011). Для проверки воспроизводимости факторной структуры DUWAS проводился мультигрупповой КФА на гендерных группах, с помощью которого тестировались модели разного уровня эквивалентности. Различия между вложенными моделями оценивались с помощью разницы в хи-квадрате (Дх2) и сравнительном индексе соответствия (ACFI). Различия между моделями считались значимыми, если ACFI > .01 (Cheung & Rensvold, 2002). Для проверки конвергентной и дискриминантной валидности анализировались связи шкал DUWAS с переменными сверхнормативной работы и увлечённости работой.
Результаты
Описательный анализ пунктов русскоязычной версии DUWAS
В табл. 1 приведена описательная статистика по каждому суждению русскоязычной версии DUWAS. Средние значения по отдельным суждениям лежат в диапазоне 1.79—2.96. По некоторым суждениям наблюдается незначительная асимметрия, значения которой не превышают 0.90, и отрицательный эксцесс, значения которого не превышают 0.90. Несмотря на то, что распределение баллов по отдельным суждениям не является нормальным, описательные статистики говорят о том, что отклонение от нормальности умеренное.
Таблица 1. Описательная статистика суждений DUWAS
Суждения М БО Медиана Асимметрия Эксцесс
1. Я нахожусь в спешке и испытываю нехватку времени (ШБ) 2.30 .81 2 .39 -.26
2. Я продолжаю работать, даже когда мои коллеги уже ушли с работы 2.31 .74 2 .51 .10
(ШБ)
3. Для меня важно работать не жалея сил, даже если работа мне не по 2.32 .92 2 .28 -.72
душе (ШС)
4. Я всё время занят делом и не даю себе «остыть» (ШБ) 2.96 .78 3 -.32 -.40
5. Я чувствую, что что-то внутри меня заставляет меня работать, не 2.48 .86 2 .08 -.65
жалея сил (ШС)
6. Я трачу больше времени на работу, чем на общение с друзьями, 2.72 .90 3 -.17 -.79
любимые занятия и отдых (ШБ)
7. Я чувствую себя обязанным(ой) работать упорно, даже когда это не 2.52 .89 2 .05 -.73
доставляет удовольствия (ШС)
8. Я делаю два-три дела одновременно, например, обедаю, работаю с 2.20 .84 2 .34 -.43
документами и говорю по телефону (ШБ)
9. Я испытываю чувство вины, когда отпрашиваюсь с работы (ШС) 2.31 .99 2 .42 -.86
10. Мне трудно расслабиться, когда я не работаю (ШС) 1.79 .84 2 .83 -.04
Факторная структура русскоязычной версии DUWAS
В табл. 2 представлены показатели соответствия моделей эмпирическим данным, полученные с помощью КФА суждений русскоязычной версии DUWAS. Однофакторная модель, в которой все 10 суждений относятся к одному общему фактору трудоголизма, недостаточно хорошо соответствует эмпирическим данным, CFI и ниже порогового значения .93, RMSEA — выше .08. Анализ индексов модификации показал наличие относительно сильных ковари-аций ошибок между суждениями 1 («Я нахожусь в спешке и испытываю нехватку времени») и 2 («Я продолжаю работать, даже когда мои коллеги уже ушли с работы») (х2 = 103.80), 3 («Для меня важно работать не жалея сил, даже если работа мне не по душе») и 7 («Я чувствую себя обязанным(ой) работать упорно, даже когда это не доставляет удовольствия») (х2 = 74.55), 9 («Я испытываю чувство вины, когда отпрашиваюсь с работы») и 10 («Мне трудно расслабиться, когда я не работаю») (х2 = 68.15). В суждении 1 говорится о нехватке у человека времени, а в суждении 2 — о том, что он работает больше положенного времени. Возможно, в ряде случаев первое является причиной второго. В суждениях 3 и 7 речь идёт о том, что человек продолжает работать даже когда не получает удовольствия от работы. В суждениях 9 и 10 описывается субъективное напряжение, возникающее в свободное от работы время. Вероятно, данные содержательные взаимосвязи и пересечения между указанными суждениями могут быть фактором дополнительной общей дисперсии в их парных оценках. Кроме того, суждения 1 и 2, 9 и 10 предъявлялись респондентам друг за другом, что тоже могло
сделать их оценку более похожей. Наличие ковариаций между парами суждений 3 и 7, 9 и 10 отмечается также и в других исследованиях (del Líbano et al., 2010). Поскольку наличие данных ковариаций может быть содержательно объяснено, и каждая из трёх пар суждений принадлежит одному и тому же латентному фактору, они поочерёдно были добавлены в одно-факторную модель (величина ковариаций варьировалась от .21 до .24). Модифицированная однофакторная модель показала приемлемое соответствие эмпирическим данным, только TLI оказался значительно ниже порогового значения .93. Факторные нагрузки суждений на общий латентный фактор статистически значимы, но варьируются от .33 до .71, т.е. некоторые суждения слабо коррелируют с общим фактором трудоголизма.
Двухфакторная модель, в которой суждения группируются в два латентных фактора, соответствующие двум субшкалам («Чрезмерность работы» и «Навязчивость работы»), также недостаточно хорошо соответствует эмпирическим данным, значения CFI и TLI ниже порогового значения 0.93. Анализ индексов модификации показал, наличие ковариаций ошибок между теми же суждениями, что и в однофакторной модели. Модифицированная двухфакторная модель с тремя добавленными ковариациями (величина варьируется от .19 до .20) показала хорошее соответствие эмпирическим данным. Все факторные нагрузки статистически значимы и варьируются от .39 (суждение 1) до .75 (суждение 5) (см. рис. 1). Корреляции между латентными факторами равна .80. Сравнение одно- и двухфакторной моделей с включёнными в них тремя ковариациями ошибок показало, что двухфактор-ная модель значимо лучше соответствует данным, чем однофакторная, Ах2 = 70.55, Adf = 1, p <.001 (здесь и далее для сравнения моделей использовался тест Саторры-Бентлера (Satorra & Bentler, 2001)). Двухфакторная модель также показала меньшее значение AIC, что также говорит о её лучшем соответствии эмпирическим данным.
Таблица 2. Показатели соответствия для разных моделей измерения DUWAS
Модели Ж2 Р df RMSEA [90% CI] CFI TLI SRMR AIC
Однофакторная модель 451.57 <.001 35 .082 [.076—.088] .853 .811 .055 42070.24
Однофакторная модель + три ковариации ошибок 249.50 <.001 32 .062 [.055—.068] .923 .892 .042 41831.52
Двухфакторная модель 307.06 <.001 34 .067 [.061—.073] .904 .872 .045 41897.72
Двухфакторная модель + три ковариации ошибок 173.87 <.001 31 .051 [.044—.058] .950 .927 .034 41742.89
Примечание. df — степени свободы; RMSEA — корень среднеквадратичной ошибки аппроксимации; 90% О — 90%-ный доверительный интервал; CFI — сравнительный индекс соответствия; — индекс Такера-Льюиса; SRMR — стандартизованные среднеквадратичные остатки; AIC — информационный критерий Акайке.
Для проверки стабильности факторной структуры DUWAS была проведена серия мульти-групповых КФА (Vandenberg & Lance, 2000) на гендерных группах. На первом шаге (модель A) проверялась мультигрупповая модель эквивалентности конструкта (configurai invariance) (использовалась двухфакторная модель DUWAS с тремя ковариациями ошибок), которая показала хорошее соответствие данным. Далее поочерёдно в модель были добавлены ограничения на равенство нагрузок наблюдаемых переменных на латентные факторы (модель B: metric invariance), остатков наблюдаемых переменных (модель C: scalar invariance), дисперсий и ковариаций латентных факторов (модели D и E), средних значений латентных факторов (модель F). Показатели соответствия моделей разных уровней эквивалентности и их сравнения приведены в таблице 3. На некоторых шагах параметры качества модели немного ухудшились, однако эти снижения не были статистически значимыми и качество модели осталось хорошим. Таким образом, полученные результаты свидетельствуют об эквивалентности модели измерения DUWAS в группе мужчин и женщин и устойчивости её факторной структуры.
Рисунок 1. Двухфакторная модель DUWAS. Диаграмма построена с помощью пакета semPlot (Epskamp, 2015).
Конвергентная и дискриминантная валидность русскоязычной версии DUWAS
Для проверки конвергентной валидности русскоязычной версии БиШАБ анализировались корреляции её шкал с показателями переработки, в качестве которых использовались две переменные, отражающие объём сверхнормативной работы: шкала сверхнормативной работы и процент рабочих часов сверх норматива. Как видно из таблицы 4, шкалы БиШАБ значимо и положительно коррелируют с обеими переменными. Чем более высокими являются значения респондента по шкалам трудоголизма, тем больше он работает сверх нормы, что подтверждает конвергентную валидность шкал. Однако шкала ШЕ коррелирует с этими переменными сильнее (г = .41 и .45), чем шкала ШС (г = .22 и .12), что подтверждается и в других исследованиях (Б^а^еИ et а1., 2009). Такая разница вполне ожидаема и может быть объяснена содержанием шкал: суждения, относящиеся к шкале ШЕ, касаются объёма выполняемой работы, её преобладанию над другими сферами жизни. Вместе с этим значение данных коэффициентов корреляции является средним, т.к. трудоголизм является только одним из нескольких факторов чрезмерного объёма работы, в качестве которых могут выступать также необходимость получения дополнительного дохода, особенности организации рабочего процесса и культуры в конкретной организации, другие индивидуально-психологические характеристики работника (мотивация, альтруизм) и т.д.
Для проверки дискриминантной валидности русскоязычной версии DUWAS была проанализирована взаимосвязь DUWAS с близким, но концептуально отличающимся конструктом увлечённости работой. В таблице 4 представлены наблюдаемые корреляции между этими шкалами. Шкалы трудоголизма и увлечённости положительно коррелируют, однако эта корреляция слабая, коэффициент корреляции варьирует от .10 до .41. Корреляции, скорректированные на ненадёжность шкал, не превышают значения .56 (между навязчивостью работы и поглощённостью) (коэффициенты корреляции, скорректированные на ненадёжность шкал, приведены в таблице 5). Таким образом, можно заключить, русскоязычные версии DUWAS и UWES-9 измеряют разные конструкты. Данный вывод также подтверждается корреляциями этих шкал с удовлетворённостью работой и удовлетворённостью жизнью в целом. DUWAS и отдельные её шкалы слабо коррелируют с удовлетворённостью работой (г варьируется от .06 до .22) и совсем не коррелируют с удовлетворённостью жизнью (г варьируется от —.05 до .02), в то время, как увлечённость работой сильнее коррелирует и с удовлетворённостью работой (г варьируется от .60 до .74), и с удовлетворённостью жизнью (г варьируется от .29 до .36).
Таблица 3. Показатели соответствия мультигрупповых моделей DUWAS
Модели x2 P df RMSEA [90% CI] CFI TLI SRMR Сравнение моделей ¿X2> P Adf ACFI
Мужчины/Женщины
Модель A (configural) 202.02 < .001 62 .05 [.04—.06] .948 .925 .037
Модель B (metric) 214.02 < .001 70 .05 [.04—.06] .947 .931 .041 2a vs 1a 10.91, p = .207 8 .001
Модель C (scalar) 242.72 < .001 78 .05 [.04—.06] .939 .930 .043 3a vs 2a 29.41, p < .001 8 .008
Модель D (factor variance) 244.50 < .001 80 .05 [.04—.06] .939 .931 .043 4a vs 3a .88, p = .644 2 .000
Модель E (factor variance 245.42 < .001 81 .05 [.04—.06] .939 .932 .043 5a vs 3a 2.22, p = .528 3 .000
and covariance)
Модель F (factor mean) 248.81 < .001 80 .05 [.04—.06] .937 .930 .044 6a vs 3a 6.07, p = .048 2 —.002
Примечание. df — степени свободы; ЯМХЕА — корень среднеквадратичной ошибки аппроксимации; СИ — сравнительный индекс соответствия; ТЫ — индекс Такера-Льюиса; 8ЯМЯ — стандартизованные среднеквадратичные остатки; А1С — информационный критерий Акайке.
Таблица 4. Средние значения, стандартные отклонения и корреляции между шкалами русскоязычной версии DUWAS и другими переменными
1 2 3 4 5 6 7 8 9 13 14 15 16 17
1. Эи^А^ (.78)
2. Чрезмерность работы ^Е) .82** (.65)
3. Навязчивость работы ^С) .88** .48** (.72)
4. Шкала сверхнормативной работы .35** .41** .22** (.53)
5. Процент часов сверх норматива .31** .45** .12** .41** -
6. Увлечённость (общая) .30** .16** .35** .08** .01 (.92)
7. Энергичность .23** .10** .29** .04 -.02 .90** (.79)
8. Преданность делу .23** .10** .28** .04 -.03 .93** .79** (.87)
9. Поглощённость .39** .26** .41** .14** .07** .88** .68** .73** (.75)
13. Удовлетворённость работой .17** .06* .22** .05* -.02 .72** .63** .74** .60** (.91)
14. Удовлетворённость жизнью -.01 -.05 .02 -.02 -.04 .35** .33** .36** .29** .43** (.89)
15. Возраст .10** .07** .09** .03 .00 .15** .16** .14** .11** .11** -.04 -
16. Стаж в организации .09** .12** .05* .12** .09** .06* .05* .05 .06** .03 -.08** .54** -
17. Общий стаж .09** .08** .08** .03 .02 .13** .14** .12** .10** .09** -.03 .92** .54** -
М 2.39 2.50 2.28 1.82 11.34 4.80 4.57 4.98 4.84 4.66 3.31 36.36 6.90 15.58
8Э .50 .53 .62 .58 14.39 1.00 1.08 1.14 1.08 1.15 .85 9.55 6.87 9.99
Примечание: Приводятся коэффициенты корреляции Спирмена. *р < .05; **р < .01. На диагонали в скобках указаны значения коэффициента а Кронбаха.
Таблица 5. Корреляции трудоголизма, скорректированные на ненадёжность шкал
Корреляты трудоголизма_DUWAS_Чрезмерность работы (WE) Навязчивость работы (WC)
Увлечённость (общая) .35 .21 .43
Энергичность .29 .14 .38
Преданность делу .28 .13 .35
Поглощённость .51 .37 .56
Удовлетворённость работой .20 .08 .27
Удовлетворённость жизнью -.01 -.07 .02
Характеристики русскоязычной версии DUWAS в разных демографических и профессиональных группах
Итоговые баллы БиШАБ и баллы по её отдельным субшкалам положительно, но слабо коррелируют с возрастом, общим стажем и стажем в организации. Далее был проведён дополнительный дескриптивный анализ показателей БиШАБ в разных демографических (мужчины/женщины) и профессиональных группах (менеджеры/неруководящие работники). Для этого была проведена серия дисперсионных анализов, в которых общий балл по БиШАБ и по двум её субшкалам были зависимыми переменными. Анализ показал, что средние по общему баллу БиШАБ и по субшкале ШС значимо отличаются между мужчинами и женщинами (см. табл. 6), женщины в среднем имеют более высокие баллы. Однако эти различия крайне малы (размер эффекта (пр2) не превышает .004) и не имеют практического значения. Работники, занимающие разный уровень должности, также различаются по уровню трудоголизма. Руководители имеют более высокие баллы по общему показателю БиШАБ (слабый эффект, пр2 = .033) и по субшкале ШЕ, отражающей чрезмерность работы (средний эффект, пр2 = .061) по сравнению с неруководящими работниками. Различия по субшкале ШС крайне малы и не имеют практического значения.
Таблица 6. Гендерные различия в показателях DUWAS
Мужчины n = 516 Женщины n = 1213 F (1, 1727) np2
M (SD) M (SD)
Чрезмерность работы (ШБ) 2.48 (0.52) 2.50 (0.53) 0.815 (p = .367) <.001
Навязчивость работы (ШС) 2.23 (0.59) 2.31 (0.63) 6.717 (p = .010) .004
2.35 (0.49) 2.41 (0.50) 4.392 (p = .036) .003
Рук-ли высшего и среднего звена n = 193 1 Линейные руководители n = 249 2 Неруковод. работники n = 1341 3 F (2, 1780) np2 Попарные сравнения
M (SD) M (SD) M (SD)
Чрезмерность работы (ШБ) 2.76 (0.51) 2.69 (0.53) 2.42 (0.51) 57.570 (p < .001) .061 1=2>3
Навязчивость работы (ШС) 2.37 (0.59) 2.37 (0.63) 2.26 (0.62) 5.705 (p = .003) .006 1=2>3
БиША8 2.56 (0.47) 2.53 (0.50) 2.34 (0.49) 29.950 (p < .001) .033 1=2>3
Примечание. Для сравнения групп использовался дисперсионный анализ (ANOVA), qp2 — размер эффекта (см. Lakens, 2013). Для попарных сравнений использовался апостериорный тест Тьюки (Tukey's HSD test).
Обсуждение
Целью данного исследования является психометрическая проверка русскоязычной версии Голландской шкалы трудовой зависимости (DUWAS) (Schaufeli et al., 2006). КФА показал конструктную валидность и надежность русскоязычной версии DUWAS. Она имеет ту же двухфакторную структуру, включающую субшкалы Чрезмерность работы и Навязчивость работы, что и оригинальная версия. Анализ модификационных индексов показал наличие трёх ковариаций ошибок, однако их наличие отмечается также и в других исследованиях (del Líbano et al., 2010; Rantanen et al., 2015) и может быть содержательно объяснено.
Полученные результаты соответствуют теоретическим представлениям о конструкте трудоголизма как о «плохой» форме чрезмерной работы в противовес «хорошей» форме чрезмерной работы — увлечённости работой (Schaufeli et al., 2009, 2006; Schaufeli, Taris, & van Rhenen, 2008). В предыдущих исследованиях было показано, что трудоголизм положительно связан с дистрессом и жалобами на здоровье, и отрицательно связан с удовлетворённостью жизнью и продуктивностью на работе, при этом увлечённость работой, наоборот, положительно связана с благополучием, и отрицательно — с дистрессом и жалобами на здоровье (Shimazu & Schaufeli, 2009). Позднее эти результаты были подтверждены на лонгитюдных данных (Shimazu et al., 2015). Анализ корреляций между DUWAS и шкалами увлечённости работой, удовлетворённости работой и удовлетворённости жизнью свидетельствует о конвергентной и дискриминантной валидности русскоязычной версии DUWAS.
Данное исследование показало наличие слабой связи трудоголизма с демографическими характеристиками работников, не имеющей практического значения. Единственной средней по силе связью оказалась связь трудоголизма с уровнем должности работника (руководитель / не руководитель). Однако эти различия определяются, прежде всего, различиями по шкале чрезмерности работы. Данные различия можно объяснить особенностями работы менеджеров, работа которых связана с результатом, а не с процессом, и чаще бывает ненормированной. Различия же в уровне навязчивости работы между руководителями и неруководящими работниками крайне малы. В целом можно заключить, что трудоголизм, измеренный с помощью русскоязычной версией DUWAS, не связан с демографическими характеристиками работников. Данный вывод согласуется с результатами недавнего мета-анализа (Clark et al., 2014).
Подводя итоги, по результатам исследования можно заключить, что русскоязычная версия DUWAS показывает приемлемые психометрические свойства, сопоставимые с оригинальной версией, а также с её версиями на других языках. Шкала воспроизводит оригинальную факторную структуру, обладает хорошей внутренней согласованностью и демонстрирует хорошую конвергентную и дискриминантную валидность. Таким образом, русскоязычная версия DUWAS может быть рекомендована для использования в научных и диагностических целях. Однако для использования её в диагностике необходима предварительная разработка статистических норм.
Литература
Кутузова, Д. А. (2006). Организация деятельности и стиль саморегуляции как факторы
профессионального выгорания педагога-психолога: дис. ... канд. психол. наук. М. Ловаков, А. В. (2012). Трудоголизм: понятие, методики измерения, предикторы и последствия. Организационная Психология, 2(4), 28-42. Осин, Е. Н., Леонтьев, Д. А. (2008). Апробация русскоязычных версий двух шкал экспресс-оценки субъективного благополучия. В сб.: Материалы III Всероссийского социологического конгресса. М.: Институт социологии РАН, Российское общество социологов. Andreassen, C. S., Hetland, J., & Pallesen, S. (2010). The Relationship Between "Workaholism", Basic Needs Satisfaction at Work and Personality. European Journal of Personality, 24(1), 3-17. http:// doi.org/10.1002/per.737 Andreassen, C. S., Hetland, J., & Pallesen, S. (2014). Psychometric assessment of workaholism measures. Journal of Managerial Psychology, 29(1), 7-24. http://doi.org/10.1108/jmp-05-2013-0143
Balducci, C., Avanzi, L., Consiglio, C., Fraccaroli, F., & Schaufeli, W. B. (2015). A Cross-National Study on the Psychometric Quality of the Italian Version of the Dutch Work Addiction Scale (DUWAS). European Journal of Psychological Assessment, 1-7. http://doi.org/10.1027/1015-5759/a000300 Buelens, M., & Poelmans, S. A. Y. (2004). Enriching the Spence and Robbins' typology of workaholism: Demographic, motivational and organizational correlates. Journal of Organizational Change Management, 17(5), 440-458. http://doi.org/10.1108/09534810410554470 Byrne, B. (2011). Structural equation modeling with Mplus: Basic concepts, applications, and
programming. London: Routledge Academic. Cheung, G. W., & Rensvold, R. B. (2002). Evaluating Goodness-of-Fit Indexes for Testing Measurement Invariance. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 9(2), 233-255. http://doi. org/10.1207/S15328007SEM0902_5 Clark, M. A., Michel, J. S., Zhdanova, L., Pui, S. Y., & Baltes, B. B. (2014). All Work and No Play? A Meta-Analytic Examination of the Correlates and Outcomes of Workaholism. Journal of Management. http://doi.org/10.1177/0149206314522301 del Líbano, M., Llorens, S., Salanova, M., & Schaufeli, W. B. (2010). Validity of a brief workaholism
scale. Psicothema, 22(1), 143-150. Diener, E., Emmons, R. A., Larsen, R. J., & Griffin, S. (1985). The Satisfaction With Life Scale. Journal of
Personality Assessment, 49(1), 71-75. http://doi.org/10.1207/s15327752jpa4901_13 Epskamp, S. (2015). semPlot: Unified Visualizations of Structural Equation Models. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 22(3), 474-483. http://doi.org/10.1080/107055 11.2014.937847
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55. http://doi.org/10.1080/10705519909540118 Lakens, D. (2013). Calculating and reporting effect sizes to facilitate cumulative science: a practical primer for t-tests and ANOVAs. Frontiers in Psychology, 4, 863. http://doi.org/10.3389/ fpsyg.2013.00863
Littman-Ovadia, H., Balducci, C., & Ben-Moshe, T. (2014). Psychometric Properties of the Hebrew Version of the Dutch Work Addiction Scale (DUWAS-10). Journal of Psychology, 148(3), 327-346. http://doi.org/10.1080/00223980.2013.801334 Lovakov, A., Agadullina, E. R., & Schaufeli, W. B. (2016). Psychometric properties of the Russian version of the Utrecht Work Engagement Scale (UWES-9). (under review).
Peiperl, M., & Jones, B. (2001). Workaholics and Overworkers: Productivity or Pathology? Group &
Organization Management, 26(3), 369-393. http://doi.org/10.1177/1059601101263007 R Core Team (2016). R: A language and environment for statistical computing. R Foundation for
Statistical Computing, Vienna, Austria. URL: https://www.R-project.org/. Rantanen, J., Feldt, T., Hakanen, J. J., Kokko, K., Huhtala, M., Pulkkinen, L., & Schaufeli, W. B. (2015). Cross-national and longitudinal investigation of a short measure of workaholism. Industrial Health, 53(2), 113-123. http://doi.org/10.2486/indhealth.2014-0129 Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling. Journal of Statistical
Software, 48(2), 1-36. Retrieved from http://www.jstatsoft.org/v48/i02/ Satorra, A., & Bentler, P. M. (2001). A scaled difference chi-square test statistic for moment structure
analysis. Psychometrika, 66(4), 507-514. http://doi.org/10.1007/BF02296192 Schaufeli, W. B., Shimazu, A., & Taris, T. W. (2009). Being Driven to Work Excessively Hard: The Evaluation of a Two-Factor Measure of Workaholism in The Netherlands and Japan. Cross-Cultural Research, 43(4), 320-348. http://doi.org/10.1177/1069397109337239 Schaufeli, W. B., Taris, T. W., & Bakker, A. (2006). Dr. Jekyll and Mr. Hide: On the differences between work engagement and workaholism. In R. Burke (Ed.), Research companion to working time and work addiction (193-217). Northampton, MA: Edward Elgar. Schaufeli, W. B., Taris, T. W., & van Rhenen, W. (2008). Workaholism, Burnout, and Work Engagement: Three of a Kind or Three Different Kinds of Employee Well-being? Applied Psychology: An International Review, 57(2), 173-203. http://doi.org/10.1111/j.1464-0597.2007.00285.x Schaufeli, W. B., van Wijhe, C., Peeters, M., & Taris, T. W. (2011). Werkverslaving, een begrip gemeten.
Gedrag & Organisatie, 24(1), 43-63. Shimazu, A., & Schaufeli, W. B. (2009). Is Workaholism Good or Bad for Employee Well-being? The Distinctiveness of Workaholism and Work Engagement among Japanese Employees. Industrial Health, 47(5), 495-502.
Shimazu, A., Schaufeli, W. B., Kamiyama, K., & Kawakami, N. (2015). Workaholism vs. Work Engagement: the Two Different Predictors of Future Well-being and Performance. International Journal of Behavioral Medicine, 22(1), 18-23. http://doi.org/10.1007/s12529-014-9410-x Spence, J. T., & Robbins, A. S. (1992). Workaholism: Definition, Measurement, and Preliminary Results.
Journal of Personality Assessment, 58(1), 160-178. http://doi.org/10.1207/s15327752jpa5801_15 Thompson, E. R., & Phua, F. T. T. (2012). A Brief Index of Affective Job Satisfaction. Group & Organization
Management, 37(3), 275-307. Journal Article. http://doi.org/10.1177/1059601111434201 van Beek, I., Hu, Q., Schaufeli, W. B., Taris, T. W., & Schreurs, B. H. J. (2012). For Fun, Love, or Money: What Drives Workaholic, Engaged, and Burned-Out Employees at Work? Applied Psychology, 61(1), 30-55. http://doi.org/10.1111/j.1464-0597.2011.00454.x Vandenberg, R. J., & Lance, C. E. (2000). A Review and Synthesis of the Measurement Invariance Literature: Suggestions, Practices, and Recommendations for Organizational Research. Organizational Research Methods, 3(1), 4-70. http://doi.org/10.1177/109442810031002
Приложение
Русскоязычная версия Голландской шкалы трудовой зависимости
(DUWAS)
Инструкция: Ниже приводится список суждений о том, что Вы чувствуете по отношению к своей работе. Пожалуйста, прочитайте внимательно каждое утверждение и определите, насколько для Вас характерны описанные ситуации. Пожалуйста, для каждого утверждения выберите вариант ответа, который лучше всего описывает, как часто Вы себя чувствовали соответствующим образом.
1 — (почти) никогда 2 — иногда 3 — часто 4 — (почти) всегда
1. Я нахожусь в спешке и испытываю нехватку времени
2. Я продолжаю работать, даже когда мои коллеги уже ушли с работы
3. Для меня важно работать не жалея сил, даже если работа мне не по душе
4. Я всё время занят делом и не даю себе «остыть»
5. Я чувствую, что что-то внутри меня заставляет меня работать, не жалея сил
6. Я трачу больше времени на работу, чем на общение с друзьями, любимые занятия и отдых
7. Я чувствую себя обязанным(ой) работать упорно, даже когда это не доставляет удовольствия
8. Я делаю два-три дела одновременно, например, обедаю, работаю с документами и говорю по телефону
9. Я испытываю чувство вины, когда отпрашиваюсь с работы
10. Мне трудно расслабиться, когда я не работаю
Ключ:
Чрезмерность работы (ШЕ): 1, 2, 4, 6, 8 Навязчивость работы (ШС): 3, 5, 7, 9, 10
ORGANIZATIONAL PSYCHOLOGY
Psychometric properties of the Russian version of the Dutch Work Addiction Scale (DUWAS)
Andrey LOVAKOV
National Research University Higher School of Economics, Moscow, Russia
Abstract. Purpose. This article aims to analyze the psychometric properties of the Russian version of the Dutch Work Addiction Scale (DUWAS) by using the sample from a large Russian organization. The scale based on the definition of workaholism by two components: working excessively and working compulsively. Methodology. A series of CFAs testing the factorial validity of the Russian version of the DUWAS were conducted. A multi-group CFA tested the factorial structure and configural, metric, scalar, factor variance, factor covariance, and factor means invariances of the model across gender groups. Findings. Results provided evidence about factorial validity. The fit of two-factor model is clearly superior to that of one-factor model. A multi-group CFA shows invariance and robustness of the factorial structure across gender groups. The convergent and discriminant validity of the Russian version of DUWAS was investigated by studying its relationship with owerwork and work engagement, job satisfaction, and life satisfaction. Results suggest convergent and discriminant validity of the DUWAS. Internal consistencies of the working excessively and working compulsively sub-scales are acceptable. The article also discusses the relationship between workaholism and demographic characteristics. Conclusion. There were no substantial relationships between workaholism and age, gender, and level of position (manager/non-manager). Overall, the results show that the Russian version of the DUWAS demonstrates acceptable psychometric properties comparable with the original version and those in other languages. Value of the results. The Russian version DUWAS was first published in this article. The measure can be recommended for use for scientific purposes. The Russian version of DUWAS can therefore be recommended for use in scientific research.
Keywords: addiction; workaholism; DUWAS.
Andreassen, C. S., Hetland, J., & Pallesen, S. (2010). The Relationship Between "Workaholism", Basic Needs Satisfaction at Work and Personality. European Journal of Personality, 24(1), 3-17. http:// doi.org/10.1002/per.737 Andreassen, C. S., Hetland, J., & Pallesen, S. (2014). Psychometric assessment of workaholism measures. Journal of Managerial Psychology, 29(1), 7-24. http://doi.org/10.1108/jmp-05-2013-0143
Balducci, C., Avanzi, L., Consiglio, C., Fraccaroli, F., & Schaufeli, W. B. (2015). A Cross-National Study on the Psychometric Quality of the Italian Version of the Dutch Work Addiction Scale (DUWAS). European Journal of Psychological Assessment, 1-7. http://doi.org/10.1027/1015-5759/a000300
Address: 20 Myasnitskaya Str., Moscow 101000, Russia E-mail: lovakov@hse.ru
References
Buelens, M., & Poelmans, S. A. Y. (2004). Enriching the Spence and Robbins' typology of workaholism: Demographic, motivational and organizational correlates. Journal of Organizational Change Management, 17(5), 440-458. http://doi.org/10.1108/09534810410554470 Byrne, B. (2011). Structural equation modeling with Mplus: Basic concepts, applications, and
programming. London: Routledge Academic. Cheung, G. W., & Rensvold, R. B. (2002). Evaluating Goodness-of-Fit Indexes for Testing Measurement Invariance. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 9(2), 233-255. http://doi. org/10.1207/S15328007SEM0902_5 Clark, M. A., Michel, J. S., Zhdanova, L., Pui, S. Y., & Baltes, B. B. (2014). All Work and No Play? A Meta-Analytic Examination of the Correlates and Outcomes of Workaholism. Journal of Management. http://doi.org/10.1177/0149206314522301 del Líbano, M., Llorens, S., Salanova, M., & Schaufeli, W. B. (2010). Validity of a brief workaholism
scale. Psicothema, 22(1), 143-150. Diener, E., Emmons, R. A., Larsen, R. J., & Griffin, S. (1985). The Satisfaction With Life Scale. Journal of
Personality Assessment, 49(1), 71-75. http://doi.org/10.1207/s15327752jpa4901_13 Epskamp, S. (2015). semPlot: Unified Visualizations of Structural Equation Models. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 22(3), 474-483. http://doi.org/10.1080/107055 11.2014.937847
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55. http://doi.org/10.1080/10705519909540118 Kutuzova, D. A. (2006). Organizatsiya deyatel'nosti istil'samoregulyatsiikakfaktoryprofessional'nogo vygoraniya pedagoga-psikhologa [Organization of activity and style of self-control as factors of professional burnout educational psychologist:]: dis. ... kand. psikhol. nauk. Moscow. Lakens, D. (2013). Calculating and reporting effect sizes to facilitate cumulative science: a practical primer for t-tests and ANOVAs. Frontiers in Psychology, 4, 863. http://doi.org/10.3389/ fpsyg.2013.00863
Littman-Ovadia, H., Balducci, C., & Ben-Moshe, T. (2014). Psychometric Properties of the Hebrew Version of the Dutch Work Addiction Scale (DUWAS-10). Journal of Psychology, 148(3), 327-346. http://doi.org/10.1080/00223980.2013.801334 Lovakov, A. V. (2012). Trudogolizm: ponyatie, metodiki izmereniya, prediktory i posledstviya [Workaholic: concept, measurement methods, predictors and consequences]. Organizatsionnaya Psikhologiya [Organizational Psychology], 2(4), 28—42. Lovakov, A., Agadullina, E. R., & Schaufeli, W. B. (2016). Psychometric properties of the Russian version
of the Utrecht Work Engagement Scale (UWES-9). (under review). Osin, E. N., & Leont'ev, D. A. (2008). Aprobatsiya russkoyazychnykh versij dvukh shkal ehkspress-otsenki sub"ektivnogo blagopoluchiya [Validation of Russian versions of the two scales of a rapid assessment of subjective well-being]. In Materialy III Vserossijskogo sotsiologicheskogo kongressa. M.: Institut sotsiologii RAN, Rossijskoe obshhestvo sotsiologov. Peiperl, M., & Jones, B. (2001). Workaholics and Overworkers: Productivity or Pathology? Group &
Organization Management, 26(3), 369-393. http://doi.org/10.1177/1059601101263007 R Core Team (2016). R: A language and environment for statistical computing. R Foundation for
Statistical Computing, Vienna, Austria. URL: https://www.R-project.org/. Rantanen, J., Feldt, T., Hakanen, J. J., Kokko, K., Huhtala, M., Pulkkinen, L., & Schaufeli, W. B. (2015). Cross-national and longitudinal investigation of a short measure of workaholism. Industrial Health, 53(2), 113-123. http://doi.org/10.2486/indhealth.2014-0129
Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling. Journal of Statistical
Software, 48(2), 1-36. Retrieved from http://www.jstatsoft.org/v48/i02/ Satorra, A., & Bentler, P. M. (2001). A scaled difference chi-square test statistic for moment structure
analysis. Psychometrika, 66(4), 507-514. http://doi.org/10.1007/BF02296192 Schaufeli, W. B., Shimazu, A., & Taris, T. W. (2009). Being Driven to Work Excessively Hard: The Evaluation of a Two-Factor Measure of Workaholism in The Netherlands and Japan. Cross-Cultural Research, 43(4), 320-348. http://doi.org/10.1177/1069397109337239 Schaufeli, W. B., Taris, T. W., & Bakker, A. (2006). Dr. Jekyll and Mr. Hide: On the differences between work engagement and workaholism. In R. Burke (Ed.), Research companion to working time and work addiction (193-217). Northampton, MA: Edward Elgar. Schaufeli, W. B., Taris, T. W., & van Rhenen, W. (2008). Workaholism, Burnout, and Work Engagement: Three of a Kind or Three Different Kinds of Employee Well-being? Applied Psychology: An International Review, 57(2), 173-203. http://doi.org/10.1111/j.1464-0597.2007.00285.x Schaufeli, W. B., van Wijhe, C., Peeters, M., & Taris, T. W. (2011). Werkverslaving, een begrip gemeten.
Gedrag & Organisatie, 24(1), 43-63. Shimazu, A., & Schaufeli, W. B. (2009). Is Workaholism Good or Bad for Employee Well-being? The Distinctiveness of Workaholism and Work Engagement among Japanese Employees. Industrial Health, 47(5), 495-502.
Shimazu, A., Schaufeli, W. B., Kamiyama, K., & Kawakami, N. (2015). Workaholism vs. Work Engagement: the Two Different Predictors of Future Well-being and Performance. International Journal of Behavioral Medicine, 22(1), 18-23. http://doi.org/10.1007/s12529-014-9410-x Spence, J. T., & Robbins, A. S. (1992). Workaholism: Definition, Measurement, and Preliminary Results.
Journal of Personality Assessment, 58(1), 160-178. http://doi.org/10.1207/s15327752jpa5801_15 Thompson, E. R., & Phua, F. T. T. (2012). A Brief Index of Affective Job Satisfaction. Group & Organization
Management, 37(3), 275-307. Journal Article. http://doi.org/10.1177/1059601111434201 van Beek, I., Hu, Q., Schaufeli, W. B., Taris, T. W., & Schreurs, B. H. J. (2012). For Fun, Love, or Money: What Drives Workaholic, Engaged, and Burned-Out Employees at Work? Applied Psychology, 61(1), 30-55. http://doi.org/10.1111/j.1464-0597.2011.00454.x Vandenberg, R. J., & Lance, C. E. (2000). A Review and Synthesis of the Measurement Invariance Literature: Suggestions, Practices, and Recommendations for Organizational Research. Organizational Research Methods, 3(1), 4-70. http://doi.org/10.1177/109442810031002
