CC BY
18
Организационная психология. 2023. Т. 13. № 1. С. 92-116. DOI: 10.17323/2312-5942-2023-13-1-92-116
ОРГАНИЗАЦИОННАЯ ПСИХОЛОГИЯ
www.orgpsyjournal.hse.ru
Русскоязычная версия «Шкалы настройки работы» («Job crafting scale»): психометрическая проверка, валидизация и перспективы использования
МАНИЧЕВ Сергей Алексеевич
ORCID: 0000-0002-8971-0492
Санкт-Петербургский государственный университет, Санкт-Петербург, Россия
МИЛЕТИЧ Маина Павловна
ORCID: 0000-0003-1391-5130
Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Москва, Россия
ЛЕПЕХИН Николай Николаевич
ORCID: 0000-0001-6587-8234
Санкт-Петербургский государственный университет, Санкт-Петербург, Россия
ИЛЬИНА Ольга Николаевна
ORCID: 0000-0001-8477-2507
Университет при Межпарламентской Ассамблее ЕврАзЭС, Санкт-Петербург, Россия
ПОГРЕБИЦКАЯ Виктория Евгеньевна
ORCID: 0000-0002-4811-6243
Санкт-Петербургский государственный университет, Санкт-Петербург, Россия
Аннотация. Цель. В статье представлены теоретическое основание и психометрическая разработка русскоязычной версии «Шкалы настройки работы» (Job crafting scale). Настройка работы (job crafting) представляет собой особый тип проактивного рабочего поведения, посредством которого работники вносят изменения в требования и ресурсы работы в соответствии с собственными предпочтениями. Направленность и выраженность различных форм такого поведения отражают уровень имеющихся личностных и организационных ресурсов, напряжённость рабочих требований, а также являются предикторами ряда показателей эффективности деятельности и психологического благополучия в работе. Метод. Разработка и валидизация русскоязычной версии методики проводилась на основе исследований, проведённых в Санкт-Петербурге, Нижнем Новгороде, Ульяновске и других городах России. Общее количество респондентов N = 1060, работников, занятых в сферах транспорта, производства, услуг, торговли и других, в возрасте от 18 до 70 лет. Результаты. После обработки данных исследований по результатам конфирматорного факторного анализа была подтверждена четырёхфакторная структура методики, включающая факторы: «Увеличение структурных ресурсов в работе»; «Увеличение социальных ресурсов в работе»; «Увеличение сложности рабочих задач»; «Сокращение обременительных требований». «Шкала настройки работы» показала удовлетворительную надёжность. Проверка внешней валидности осуществлялась при помощи корреляционного анализа, показав-
Адрес: 100101, Москва, ул. Мясницкая, 20. E-mail: miletich.maina@gmail.com
шего значимые связи с показателями «Утрехтской шкалы вовлечённости в работу» В. Шауфели и А. Баккера и шкалами методики «Психологический капитал» А. Баккера. Проверка структурной инвариантности показала устойчивость четырёхфакторной структуры. Обнаружена необходимая метрическая инвариантность. Ценность результатов. Основываясь на результатах анализа, авторы предлагают русскоязычную версию «Шкалы настройки работы» как инструмент для диагностики выраженности и направленности настройки работы, который может использоваться для прогнозирования побуждающей или избегающей регулятивной направленности рабочего поведения персонала и оценки проактивности рабочих команд в условиях вариабельности организационной среды.
Ключевые слова: настройка работы; job crafting; проактивность; побуждающий и избегающий фокус саморегуляции; благополучие.
Введение
В условиях турбулентной бизнес-среды расхождения между запланированной работой (work as proj'ected) и сделанной работой (work as done) становятся скорее нормой, чем исключением, в связи с чем актуальным является обеспечение устойчивой деятельности персонала, команд и организаций (Lay et al., 2022). В ситуациях неожиданных изменений регулирование «сверху вниз» неизбежно проигрывает в своевременности и согласованности, что, в свою очередь, ставит вопрос о качественном и эффективном перепроектировании работы, адекватно отвечающем на вызовы изменений и неожиданностей процесса работы (Tresfon et al., 2022). Эффективным ответом является проактивное вмешательство персонала в перепроектирование работы «снизу вверх», которое увеличивает вовлечённость персонала в поиск инноваций и повышает эффективность работы (Geldenhuys et al., 2021). Подобный подход находит всё большее признание, и необходимость участия рядового персонала в принятии решений признаётся даже в таких строго регламентируемых отраслях, как ядерная энергетика (Teperi et al., 2022).
Важными результатами данного подхода являются не только рост организационной эффективности, но также и возрастание психологического благополучия и удовлетворённости сотрудников своей работой. Проактивное поведение сотрудников и «настройка» ими различных аспектов работы в соответствии со своими предпочтениями (job crafting)1 является действенным способом повышения удовлетворённости и психологического благополучия в работе (Bakker, Demerouti, 2016). В то же время настройка работы является предиктором целого ряда показателей организационной эффективности (Rudolph et al., 2017; Lichtenthaler, Fischbach, 2019).
На этом фоне исследование личностных и организационных детерминант настройки работы и взаимосвязи такого поведения в работе с психологическим благополучием и удовлетворённостью, а также эффективностью и позитивной направленностью рабочего поведения продолжает оставаться одной из «горячих» тем в организационной психологии и психологии труда (Roczniewska et al., 2022). Метаанализ, выполненный на международных базах данных (EBSCOHost, Emerald, JSTOR, ProQuest, PsyclNFO, ScienceDirect, Web of Science), показал суммарную выборку исследований (N = 35 670) работников (Rudolph et al., 2017).
1 В русскоязычной литературе на сегодня используется несколько вариантов перевода термина «job crafting»: «изменение
работы», «настройка работы», «конструирование работы», а также прямая транслитерация «джоб крафтинг». Мы предлагаем термин «настройка работы» как наиболее точно описывающий данное поведение. С целью облегчения поиска, обеспечения сравнимости и преемственности результатов русскоязычных исследований по данной тематике мы предлагаем указывать англоязычный термин «job crafting» в заголовках и ключевых словах русскоязычных публикаций.
Ряд исследований, посвящённых настройке работы и сопутствующим эффектам, выполнен на базе российских организаций, однако отсутствие данных о психометрических свойствах и валидности русскоязычных опросников существенно ограничивает возможности исследований такого рабочего поведения в российском контексте.
Целью данной статьи является описание результатов психометрической проверки и валидизации двух русскоязычных вариантов «Шкалы настройки работы» (ШНР) и, на этой основе, создание единой версии ШНР как перспективного инструмента для исследования проактивного рабочего поведения в современных организациях.
Концепция «Настройка работы» (job crafting) и её развитие в
современных исследованиях
Понятие «настройка работы» (job crafting) было введено как описание поведения, которое используют работники с целью сделать работу более приятной и осмысленной (Wrzesniewski, Dutton, 2001). В дальнейшем настройка работы была определена как «особый тип поведения, посредством которого сотрудники стараются привести свою работу в соответствие со своими предпочтениями, мотивами и желаниями» (Tims et al., 2012, стр. 173), для чего вносят изменения в требования и ресурсы работы (Tims et al., 2012). Это отличает настройку работы от других методов перепроектирования работы, предпринимаемых извне, поскольку в данном случае инициация изменений осуществляется самим работником (Rudolf et al, 2017).
Настройка работы нацелена не только на достижение определённых результатов и показателей рабочей деятельности, но также на то, чтобы сделать работу более приятной и соответствующей личным предпочтениям (Bakker, Demerouti, 2016). Таким образом, настройка работы обладает двумя отличительными характеристиками: (1) сотрудники являются инициаторами такого поведения, и (2) данное поведение нацелено на личное благополучие и удовлетворённость от процесса работы, а не только на достижение рабочих целей (Lazazzara et al., 2020).
Как полагает ряд авторов, понятийное и практическое развитие понятия «настройка работы» дает более широкие возможности теоретического осмысления в рамках концепции «требования и ресурсы работы» (job demands-resources model, JD-R) (Bakker et al., 2018). Концепция предполагает, что напряжение и последующее выгорание является реакцией на дисбаланс между организационными требованиями к работнику и ресурсами, которые он имеет для соответствия этим требований (Bakker, Demerouti, 2016). Согласно данной концепции, настройка работы определяется как проактивные изменения, которые предпринимают работники в отношении требований и ресурсов работы для достижения лучшего соответствия своего рабочего поведения и рабочей среды (Tims, Bakker, 2010; Tims, Bakker, Derks, 2015).
Для измерения выраженности различных форм настройки в рабочем поведении был предложен опросник «Job Crafting Scale, JCS», в котором были выделены четыре субшкалы, описывающие проактивные изменения, вносимые работником в работу: «увеличение структурных ресурсов», «увеличение социальных ресурсов», «увеличение сложности рабочих задач», «сокращение обременительных требований» (Tims et al., 2012.). С момента разработки эффективность данного инструмента была подтверждена во многих зарубежных и отечественных исследованиях, показавших предсказательную способность различных форм настройки работы на другие характеристики рабочего поведения.
Результаты этих исследований представлены в ряде метаанализов, обобщающих исследования настройки работы как антецедентов различных эффектов на индивидуальном и организационном уровне. Метаанализ, включающий данные по 122 независимым выборкам
(N = 35 670), показал, что обобщённый показатель настройки работы по шкале JCS является предиктором удовлетворённости работой, благополучия на рабочем месте, вовлечённости, а также показателей эффективности работы. В то же время выявилась отрицательная связь общего показателя настройки работы с напряжением и текучестью кадров. Обнаружились различия в эффектах разных форм настройки работы: увеличение сложности рабочих задач положительно связано с результативностью, в то время как сокращение обременительных требований работы оказалось связано с намерениями увольнения. Метаанализ также выявил, что настройка работы обусловлена такими организационными факторами, как автономность работы и рабочая нагрузка, которые создают побуждающие условия для регулирования работы. Также имеется положительная взаимосвязь с индивидуальными чертами, в первую очередь, с личной проактивностью, а также факторами Большой Пятёрки, за исключением нейротизма (Rudolph, et al., 2017).
Другой метаанализ был направлен на то, чтобы рассмотреть настройку работы в фокусе регуляторной концепции, предполагающей разделение рабочего поведения, направленного на развитие активности, и поведения, направленного на профилактику и избегание рабочих нагрузок. Развивающие настройки работы ориентированы на увеличение рабочих ресурсов, усложнение требований, расширение задач, углубление отношений и когнитивное осмысление, а избегающие настройки — на уменьшение требований к работе, локализацию задач, сокращение сферы отношений. Настройки работы, ориентированные на развивающие изменения, положительно связаны со здоровьем, мотивацией и производительностью сотрудников, в то время как настройки работы, ориентированные на избегание, имеют отрицательные взаимосвязи с данными показателями. Настройки работы, ориентированные на развитие, положительно влияют на вовлечённость в работу и отрицательно связаны с выгоранием, в то время как настройки работы, ориентированные на избегание, отрицательно связаны с вовлечённостью в работу и положительно связаны с выгоранием. Если рассматривать вовлечённость в работу и эмоциональное выгорание как медиаторы, то такой же характер взаимосвязей наблюдался и в отношении эффективности работы (Lichtenthaler et al., 2019).
В одном из последних обзоров настройка работы была рассмотрена в рамках нескольких теоретических подходов. Основываясь на различии американского (Wrzesniewski, Dutton, 2001) и европейского (Tims, Bakker, 2010) подходов, авторы предлагают различать эмоциональные и рациональные антецеденты настроек работы. Обращается внимание, что настройки работы связаны с мотивационными чертами характера, которые направляют поведение работника на преодоление трудностей. В свою очередь это может определять регуляторный фокус рабочего поведения, то есть направленность на расширение своей активности или на сберегание своих сил. Получение положительных эмоций от преодоления трудностей является не менее сильным антецедентом настроек работы, чем расчёт на увеличение её результативности и эффективности своей работы. Это помогает людям поддерживать самооценку и заниматься работой, стереотипно воспринимаемой как «грязная» или «низкая» в физическом, социальном и даже моральном аспектах (Tian et al., 2022).
Исследования и теоретический анализ, предпринятый российскими авторами, показал специфику и значение настройки работы как проактивного поведения работника в организации. Обращается внимание, что на выбор настроек работы влияют как факторы внутренней мотивации, так и стимулирующее влияние социального контекста, в частности, трансформационного лидерства (Ильина и др., 2022). Выявлена взаимосвязь стратегий настройки работы с характеристиками контекста выполнения заданий, а также с личностными ресурсами работника, в частности, психологическим капиталом (Маничев, Маничева, 2014; Маничев, Погребицкая, 2018.). Была подтверждена роль проактивных диспозиций, а также
личностных факторов при выборе конкретных стратегий настройки работы (Лепехин и др.,
2020). Исследование на базе медицинских учреждений показало различия в использовании стратегий настроек работы: у врачей более выражена настройка «увеличение структурных ресурсов работы», у административного персонала более выражена настройка «увеличение социальных ресурсов» (Лепехин и др., 2020). Была обнаружена роль внутренних и внешних мотивационных антецедентов при выборе тех или иных настроек работы (Лепехин, Ильина,
2021). Исследование взаимосвязи настройки работы и выгорания показало, что ориентация на сокращение обременительных требований в работе является положительным предиктором выгорания, тогда как увеличение структурных ресурсов является отрицательным предиктором выгорания (Милетич, Осин, 2022).
В настоящее время, кроме англоязычной версии опросника, валидизированы опросники на других языках, в частности, разработаны версии на японском (Eguchi et а1., 2016) и испанском языках (Ваккег et а1., 2018). Несмотря на растущую актуальность исследований настройки работы, в российских организациях на этом пути имеются трудности методического характера в связи с отсутствием единой русскоязычной версии. В данной статье поставлена задача психометрической сверки двух русскоязычных версий опросника и последующая валидизация предлагаемой русскоязычной версии «Шкалы настройки работы» (ШНР).
Материалы и методики
Процедура
Было проведено четыре исследования с использованием двух вариантов перевода ШНР.
Во всех четырёх исследованиях участие респондентов было анонимным и добровольным. В исследованиях 1, 2 и 4 респонденты не получали никакого вознаграждения. В исследовании 3 респонденты получили материальное вознаграждение по завершении опроса.
Исследование 1
В Исследовании 1 приняли участие руководители среднего звена (руководители и заместители структурных подразделений крупного транспортного холдинга). Респондентам были выданы печатные материалы — опросники «Шкала настройки работы» и «Психологический капитал». Перед заполнением каждого опросника респондентам давалась отдельная инструкция. Перед заполнением опросника «Шкала настройки работы» респондентам была дана следующая инструкция: «Пожалуйста, прочтите внимательно каждое из утверждений и определите, делали или думали ли Вы нечто подобное по отношению к своей основной работе. Если у Вас не было такого действия или мысли, обведите «1» на бланке ответов, если то или иное действие или мысль у Вас были, отметьте на бланке, как часто оно возникает, в соответствии со шкалой, приведённой ниже (баллы от 1 до 5)».
Исследование 2
В Исследовании 2 приняли участие менеджеры, специалисты и рабочие двух крупных производственных предприятий Санкт-Петербурга (машиностроительного и пищевого производства). Респондентам были выданы печатные материалы — опросники «Шкала настройки работы», «Психологический капитал» и «Шкала вовлечённости в работу». Перед заполнением каждого опросника респондентам давалась отдельная инструкция. Перед заполнением опросника «Шкала настройки работы» респондентам была дана инструкция, идентичная инструкции Исследования 1.
Исследование 3
В Исследовании 3 приняли участие респонденты, набранные при помощи онлайн сервиса. Смешанную выборку составили работники организаций различных сфер (сфера услуг 22,2%, образование и наука 15,8%, торговля 17,5 %, производство 26,9%, финансы 7%, СТ 10,6%). Респондентам была отправлена интернет-ссылка на электронную версию опросников «Шкала настройки работы» и «Психологический капитал». Перед заполнением опросника «Шкала настройки работы» респондентам была предоставлена инструкция, идентичная инструкции Исследований 1 и 2.
Исследование 4
В Исследовании 4 приняли участие офисные сотрудники ульяновского и нижегородского филиалов производственного предприятия из сферы машиностроения. Ссылка для прохождения опроса была отправлена службой персонала руководителям подразделений с просьбой переслать её сотрудникам. В тексте информированного согласия было отмечено, что исследование проводится независимыми от организации экспертами, данные об участниках конфиденциальны, результаты могут быть предоставлены руководству компании только в обобщенном виде. Данное исследование являлось частью исследовательского проекта, опросник включал более 10 шкал. ШНР всегда была первой в опросе, порядок появления остальных шкал был рандомизирован. Порядок представления пунктов ШНР был рандомизирован.
Перед опросником ШНР респондентам была предоставлена инструкция, включающая следующий текст: «В этой части исследования Вам будут предложены вопросы, касающиеся вашего отношения к работе, ощущений в контексте работы, <...>. Первый блок вопросов посвящён определённым видам поведения на работе. Пожалуйста, оцените, насколько часто Вы демонстрируете данное поведение в работе». Данные по выборкам и процедуре исследований представлены в таблице 1.
Таблица 1. Процедура и выборка исследований
Параметры исследования Исследование 1 Исследование 2 Исследование 3 Исследование 4
Процедура
Год 2016 2017 2021 2021
Регион Санкт-Петербург Санкт-Петербург Российская Ульяновск.
Федерация Нижн. Новгород
Сбор данных Бланковый опрос Бланковый опрос Онлайн опрос Онлайн опрос
Сфера Транспортная логистика Производство Смешанная Производство
Выборка
Количество (М 254 295 228 283
Мужчины / женщины (%) 75/25 34.5/65.5 46.8/53.2 39.9/59.1
Возраст (лет) 38.1 46.7 41.0 42.1
SD = 5.79 (min = 27; max = 50) SD = 11.3 (min = SD = 10 (min = SD = 9 (min = 22;
18; max = 65) 18; max =70) max = 65)
Стаж (лет) 15.5 17.0 16.0
SD = 6.14 (min = 3; max = 32) SD = 11(min = SD=10 (min = 0.5;
0.5; max = 48) max = 45)
Руководящая позиция (%) 100 25.8 16 29
Инструменты
Процедура перевода опросника
В исследованиях были использованы два варианта перевода опросника, выполненных независимо друг от друга.
Версия «Шкала настройки работы» (ШНР), использованная в исследованиях 1, 2 и 3. Оригинальная англоязычная версия опросника Job Crafting Scale была нам любезно предоставлена Арнольдом Баккером. Процедура перевода состояла из двух этапов: (1) прямой перевод на русский язык и (2) обратный перевод на английский язык. Далее полученный англоязычный вариант опросника сравнивался с оригинальной версией. Результаты обратного перевода оказались сопоставимы с оригиналом. Полученная русскоязычная версия опросника была предложена пяти носителям русского языка для выявления возможных трудностей в понимании текстов вопросов. По результатам пробного тестирования в некоторые пункты опросника были внесены незначительные корректировки. Далее откорректированный вариант опросника был использован в исследованиях 1 и 2. Для исследования 1 второй пункт шкалы Сокращение обременительных требований «Я стараюсь, чтобы моя работа была менее интеллектуально напряжённой» был исключен по просьбе организации, в которой проводился опрос. Для исследования 3 была использована несколько измененная версия опросника — часть вопросов была представлена несколько подробнее, чем в предыдущей версии.
Версия «Шкала настройки работы» (ШНР), использованная в исследовании 4. За основу была взята опубликованная англоязычная версия опросника (Tims et al., 2012). Перевод на русский язык был выполнен методом прямого и обратного перевода (Vijver van de, Leung, 1997). Перевод опросника с английского на русский язык был выполнен независимо друг от друга двумя профессиональными переводчиками. Полученные варианты перевода были проанализированы автором с участием переводчиков, в результате чего была сформулирована итоговая версия. Обратный перевод на английский язык был выполнен билингвом, одинаково хорошо владеющим русским и английским языками. По итогам обратного перевода в русскоязычную версию были внесены корректировки. Опросник был направлен семи носителям русского языка для предварительной проверки. Все респонденты отметили, что формулировки опросника понятны, затруднений при ответе на вопросы у них не возникло. По итогам сопоставления результатов исследований нами была сформирована унифицированная версия ШНР для использования в дальнейших исследованиях (Приложение 1).
Оригинальная методика «Шкала настройки работы»
Оригинальная методика «Шкала настройки работы» (Job crafting scale) (Tims et al., 2012) включает в себя четыре субшкалы:
1) субшкала «Увеличение структурных ресурсов в работе, УСтр» состоит из пяти пунктов, таких как «I try to develop my capabilities» — «Я стараюсь развивать свои способности»;
2) субшкала «Увеличение социальных ресурсов в работе, УСоц» состоит из пяти пунктов, таких как «I ask my supervisor to coach me» — «Я прошу своего руководителя о наставничестве или поддержке»);
3) субшкала «Увеличение сложности рабочих задач, УСлж» состоит из пяти пунктов, таких как «When an interesting project comes along, I offer myself proactively as a project co-worker» — «Когда появляется интересный проект, я активно стараюсь принять в нём участие»;
4) субшкала «Сокращение обременительных требований, СОбр» состоит из шести пунктов, таких как «I try to ensure that I do not have to make many difficult decisions at work» — «Я стараюсь, чтобы мне не приходилось принимать много сложных решений на работе».
Респонденту предлагается ответить на утверждения по частотной пятибалльной шкале Р. Ликерта, где «1» — «никогда», «5» — «постоянно». Обе русскоязычные версии опросника имеют аналогичную структуру. Внутренняя согласованность имеет приемлемые показатели ^-Кронбаха (таблица 2).
Для проверки конвергентной валидности «Шкалы настройки работы» были использованы следующие методики.
1. «Утрехтская шкала вовлечённости, УШВ» (UWES) (Schaufeli, Bakker, 2003; Schaufeli et al., 2006) в русскоязычной адаптации (Иванова, 2016). «Утрехтская шкала вовлечённости» содержит четыре субшкалы, отражающие различные аспекты вовлечённости: «Энергичность (VI, Vigor)», «Преданность (DE, Dedication)», «Поглощённость (AB, Absorption)». Всего методика содержит 17 утверждений. Респондент согласует свои ответы на утверждения с семибалльной частотной шкалой Р. Ликерта, где «0» — «никогда», «6» — «каждый день». Для исследования конвергентной валидности «Шкалы настройки работы» применялась общая шкала UWES. Показатели внутренней согласованности ^-Кронбаха для данных выборок является высокими (> 0,9).
2. «Психологический капитал» А. Баккера в русскоязычной адаптации (Маничев, Погребицкая, 2018). «Психологический капитал» состоит из четырёх шкал («Самоэффективность», «Самооценка», «Оптимистичность», «Жизнестойкость»), содержащих 16 пунктов. Для шкал Самоэффективность и Самоооценка респонденту предлагается выразить уровень согласия по четырехбалльной шкале Ликерта, где «1» — «абсолютно неправда», «4» — «абсолютно правда». Для шкалы Оптимистичность предлагается выразить уровень согласия от «1» (абсолютная неправда) до «5» (абсолютная правда). По шкале Жизнестойкость респондент выражает свое согласие при помощи частотной шкалы от «1» (неприменимо ко мне) до «4» (применимо ко мне всегда). Шкала Оптимистичность не использовалась для проверки валидности в исследовании 1 (а-Кронбаха = 0,53). Значения а-Кронбаха для всех шкал трёх опросников представлены в таблице 2.
Таблица 2. Внутренняя согласованность шкал
_Опросники (шкалы)_Кол-во пунктов Исслед. 1 Исслед. 2 Исслед. 3 Исслед. 4
Настройка работы 21* .77 .79 .88 .66
Увеличение структурных рабочих ресурсов (УСтр) 5 .71 .72 .78 .68
Увеличение социальных рабочих ресурсов (УСоц) 5 .78 .77 .83 .66
Увеличение сложности рабочих задач (УСлж) 5 .8 .82 .84 .71
Сокращение обременительных требований (СОбр) 6** .64 .72 .77 .64
Вовлечённость (UWES) 17 - .95 - -
Вовлечённость (UWES) 9 - - - .91
Психологический капитал
Самоэффективность 4 .76 .78 .85 -
Оптимистичность 4 .53 .75 .78 -
Самооценка 4 .60 .71 .79 -
Жизнестойкость 4 .68 .72 .76 -
Примечание. * — В исследовании 1 используются 20 пунктов, ** — в исследовании 1 используются пять пунктов.
Анализ и обработка данных проводились при помощи программы IBM SPSS Statistics 27 version (Armonk, NY: IBM Corp.) и программы IBM AMOS 27 version (Amos Development Corporation 3000 Village Run Road Unit 103, #315 Wexford, PA 15090 USA).
Результаты исследования
После удаления выбросов и некорректно заполненных анкет, все данные проверялись на соответствие нормальному распределению. Показатели асимметрии и эксцесса шкал находятся в диапазоне от -1 до 1 или незначительно превышают |1|, что позволяет принять
распределение данных близким к нормальному (Наследов, 2013). Подробнее описательные статистики представлены в Приложении 2.
Факторная структура
Выявление факторной структуры опросника для русскоязычной выборки было проведено при помощи исследовательского факторного анализа методом максимального правдоподобия с методом вращения Промакс (Promax). В результате анализа выделились четыре фактора, аналогичных факторной структуре оригинальной версии опросника. Доля объяснительной дисперсии в различных исследованиях 41%-52%. Трёхфакторная структура (33,7%-43,2%) и пятифакторная структура (36%-50%) являются менее однозначными, так как наблюдаются нагрузки пунктов на различные факторы.
Таким образом, за основу была принята модель оригинальной версии опросника (Tims et al., 2012), согласно которой настройка работы представляет собой четыре фактора, свободно коррелирующих между собой. Соответствие данных, полученных с использованием русскоязычных версий опросника, оригинальной модели было проверено методом конфирматор-ного факторного анализа (КФА) (Brown, 2006). Факторная структура приведена на рисунке 1.
УСтр2 h» устрз \
CgVH УСтр4 [ rg>i4~"yCTp5 h
С^тУН УСой2~1 (gg^-l УсоцЗ
УСОЦ4 \ (elо)»-ГУСоц5 h
(£тт>^-Г~УОлж1 j (еТ2^ГУСлж2 [
$1^ГуСлж5 [
(Sl7>»4~C06p2 h* (ет^ГСОбрЗ \ (ggw^l CQ6P4
(egiW4~C06p6
,78 /,75 / ,82 / ,78
Рисунок 1. Четырёхфакторная модель Шкалы настройки работы
Примечание. Над прямыми стрелками указаны факторные нагрузки исследований: 1 (Л =254) / 2 (Л = 295) / 3 (Л = 228) / 4 (Л = 283). УСтр — увеличение структурных ресурсов в работе, УСоц — увеличение социальных ресурсов в работе, УСлж — усложнение рабочих задач, СОбр — сокращение обременительных требований.
Корреляции между факторами отображены на рисунке 1 дугообразными стрелками, значения корреляций представлены в таблице 3.
Таблица 3. Корреляции между факторами Шкалы настройки работы
Факторы Шкалы настройки работы
Увеличение структурных Увеличение социальных Увеличение сложности рабочих ресурсов (УСтр) рабочих ресурсов (УСоц) рабочих задач (УСлж)
.31** / .18* / .39** / .14
Увеличение структурных рабочих ресурсов (УСтр)
Увеличение социальных рабочих ресурсов (УСоц)
Увеличение сложности рабочих задач .49** / .55** / .6** / .56** .334** / .407** / .465 / -
(УСлж) .284*
Сокращение обременительных требова- .04 / .17* / .38** / -.04 .15 / .2* / .62** / .04 .013 / .035 / .31** / -.11 ний (СОбр)
Примечание. Коэффициенты корреляции исследований: 1 (N = 254) / 2 (N = 295) / 3 (N = 228) / 4 (N = 283). * - p < 0,05,** - p < 0,01.
Соответствие моделей исходным данным проверялось согласно показателям соответствия (Наследов, 2013, Collier, 2020):
1) нормированныйх2 (X2/df) — представляет собойх2, делённый на степени свободы, что делает его менее зависимым от размера выборки; показатель нормированного х2, не превышающий 2 принимается как достаточный для принятия модели;
2) показатель соответствия Бентлера ^FI) — принимает значения от 0 до 1; значение CFI > 0,9 указывает на возможность принятия модели;
3) среднеквадратическая ошибка аппроксимации (RMSEA) — RMSEA < 0,05 указывает на хорошее соответствие модели, при RMSEA < 0,08 принимается приемлемая согласованность модели исходным данным; доверительный 90% интервал (90% CL); верхняя граница 90% интервала не должна превышать 0,08.
Согласно показателям соответствия (таблица 4) модель 1 хорошо соответствует только данным исследования 4. Для исследования 2 и 3 в совокупности показатели соответствия являются менее приемлемыми.
Таблица 4. Показатели соответствия модели 1
Модели x2/df CFI RMSEA (90% CL)
Модель 1 (21 пункт)
Исследование 2 2.152 .889 .072 (.062; .079)
Исследование 3 2.654 .843 .075 (.067; .081)
Исследование 4 1.469 .92 .041 (.036; .05)
Модель 1.1 (20 пунктов, исключен СОбр2)
Исследование 1 1.459 .927 .04 (.029; .051)
Далее был проведён анализ выявления изменения внутренней согласованности при удалении пункта из субшкал настройки работы.
В связи с неудовлетворительными показателями факторной нагрузки пункта УСтр5 в Исследованиях 1 и 4 и повышения внутренней согласованности при удалении данного пункта во всех исследованиях, из дальнейшего анализа факторной структуры он был исключен («Я самостоятельно решаю, как мне выполнять работу») (таблица 5).
Рассмотрим внутреннюю согласованность субшкалы Увеличение социальных ресурсов (таблица 6). Пункт УСоц5 имеет низкую факторную нагрузку в модели 1 для исследования 4. Однако в Исследованиях 1 и 2 удаление данного пункта снизит внутреннюю согласованность шкалы, а в Исследованиях 3 и 4 — увеличится незначительно, на .01-.014. В связи с этим, принято решение оставить пункт для дальнейшей проверки факторной структуры.
Таблица 5. Значения а:-Кронбаха для субшкалы Увеличение структурных ресурсов в работе
Исследование 1 Исследование 2 Исследование 3 Исследование 4
а-Кронбаха .716 .717 .782 .683
Удаление пункта
УСтр1 .617 .635 .710 .582
УСтр2 .585 .591 .681 .549
УСтрЗ .623 .648 .721 .600
УСтр4 .721 .692 .776 .678
УСтр5 .750 .754 .800 .733
Таблица 6. Значения коэффициента ^-Кронбаха субшкалы Увеличение социальных ресурсов
в работе
Исследование 1 Исследование 2 Исследование 3 Исследование 4
а-Кронбаха .779 .773 .829 .663
Удаление пункта
УСоц1 .740 .723 .797 .614
УСоц2 .712 .701 .774 .539
УСоцЗ .721 .745 .777 .619
УСоц4 .735 .717 .781 .582
УСоц5 .777 .766 .797 .677
Анализ внутренней согласованности субшкалы Увеличение сложности рабочих задач показал, что удаление любого из пунктов приведёт к снижению внутренней согласованности методики (таблица 7).
Таблица 7. Значения коэффициента а-Кронбаха для субшкалы «Увеличение сложности рабочих задач»
_Исследование 1 Исследование 2 Исследование 3 Исследование 4
а-Кронбаха .797 .815 .84 .714 Удаление пункта
УСлж1 .774 .773 .797 .626
УСлж2 .732 .753 .774 .648
УСлж3 .746 .755 .777 .682
УСлж4 .771 .806 .781 .684
УСлж5 .770 .803 .839 .686
В результате проверки внутренней согласованности субшкалы «Сокращение обременительных требований в работе» выявилось повышение внутренней согласованности шкалы при удалении пункта СОбр1 в Исследованиях 1-3. Однако при удалении данного пункта в Исследовании 4 наблюдается снижение надёжности, а в Исследовании 3 повышение надежности незначительное (на .005). В связи с неоднозначностью изменения уровня надёжности при исключении СОбр1 в исследованиях и приемлемой факторной нагрузкой модели 1 (Исследование 1), для дальнейшего анализа факторной структуры пункт не был исключен (таблица 8).
Основываясь на анализе, приведённом выше, и имеющихся данных была построена модель 2, с исключённым пунктом УСтр5. Показатели соответствия модели представлены в таблице 9. Показатели соответствия модели 1 указывают на хорошее соответствие исходным данным исследования 4. Однако для исследований 2 и 3 параметры соответствия данных модели оказались несколько ниже приемлемого уровня (см. таблицу 4). При этом для всех исследований пункт 5 шкалы УСтр имел низкую факторную нагрузку. После удаления данного пункта показатели соответствия данных модели достигли приемлемых значений для всех
четырёх исследований. В связи с наилучшими показателями в русскоязычной версии Шкалы настройки работы была принята четырёхфакторная структура, содержащая 20 пунктов, при удалении пятого пункта из субшкалы «Увеличение структурных ресурсов в работе».
Таблица 8. Значения коэффициента ^-Кронбаха субшкалы «Сокращение обременительных требований в работе»
Исследование 1 Исследование 2 Исследование 3 Исследование 4
а-Кронбаха .64 .716 .772 .644
Удаление пункта
СОбр1 .657 .751 .777 .604
СОбр2 - .677 .736 .641
СОбрЗ .426 .626 .705 .591
СОбр4 .467 .659 .728 .578
СОбр5 .560 .652 .724 .580
СОбрб .615 .689 .752 .609
Таблица 9. Показатели соответствия модели 2
хШ/ CFI RMSEA (90%
Модель 2 (20 пунктов, исключен УСтр5)
Исследование 2 1.905 .921 .055 (.046; .065)
Исследование 3 1.643 .944 .053 (.043; .067)
Исследование 4 1.404 .936 .038 (.25; .49)
Модель 2.1 (19 пунктов, исключены УСтр5, СОбр 2)
Исследование 1 1.371 .946 .036 (.023; .48)
Показатели внутренней согласованности субшкал а-Кронбаха: Увеличение структурных ресурсов в работе (.73 - .80), Увеличение социальных ресурсов в работе (.66 - .83), Увеличение сложности рабочих задач (.71 - .84), Сокращение обременительных требований (.64 - .77).
Структурная и метрическая инвариантность
По причине различий процедуры и выборок исследований был проведён анализ структурной и метрической инвариантности. Результаты анализа показывают, что вне зависимости от процедуры, состава выборок и иных различий устойчивость структуры опросника сохраняется на приемлемом уровне (таблица 10).
Таблица 10. Структурная инвариантность
Модель Кол-во пунктов Исключенный пункт Группы х21% CFI RMSEA (90% а)
1 21 - Исследование 2, 3, 4 2.098 .877 .037 (.034; .04)
1.1 20 УСобр2 Исследование 1, 2, 3, 4 2 .892 .031 (.028; .033)
2 20 УСтр5 Исследование 2, 3, 4 2.113 .896 .035 (.32; .39)
2.2 18 УСтр5, УСобр2 Исследование 1, 2, 3, 4 1.941 .906 .03 (.027; .032)
Проверка метрической инвариантности проходила на модели 1. Обнаружены пункты, формулировка которых в разных вариантах перевода воспринимаются респондентами разных выборок несколько по-разному:
УСоц2 (Ах2 = 1.3; p < .05) — пункт: «Я спрашиваю своего руководителя, доволен ли он / довольна ли она моей работой», «Я спрашиваю, доволен ли мой руководитель моей работой»;
УСоц4 (Ах2 = 7,7; p < .05) — пункт: «Я спрашиваю мнение других о том, как я справляюсь со своей работой», «Я прошу других рассказать мне, как я с их точки зрения справляюсь с работой», «Я спрашиваю других как с их точки зрения справляюсь с работой»;
УСт2 (Ах2 = 1.3; p < .001) — пункт: «Если есть новые разработки, я один / одна из первых узнаю о них и опробую их», «Если появляются какие-либо новые разработки, то я буду одним
из первых, кто захочет узнать про них и попробовать их использовать», «Если появляются какие-либо новые разработки, то я буду одним из первых, кто освоит их и попробует использовать в своей работе».
Остальные пункты опросника имеют показатели, позволяющие говорить об одинаковой факторной нагрузке пунктов в разных исследованиях, вне зависимости от процедуры и состава выборки. Таким образом, наблюдается частичная метрическая инвариантность.
Валидность
Для проверки конвергентной валидности был проведён корреляционный анализ Шкалы настройки работы с такими переменными, как «Вовлечённость» и шкалами «Психологического капитала» (таблица 11).
В результате корреляционного анализа во всех исследованиях обнаружились статистически значимые корреляции между:
1) субшкалой ШНР «Увеличение структурных ресурсов» и «Вовлечённостью», шкалами «Психологического капитала»;
2) субшкалой ШНР «Увеличение социальных ресурсов» и «Оптимистичностью», «Жизнестойкостью»;
3) субшкалой ШНР «Увеличение сложности рабочих задач» и «Вовлечённостью», «Самоэффективностью», «Оптимистичностью», «Жизнестойкостью»;
4) с субшкалой ШНР «Сокращение обременительных требований» обнаружены значимые корреляции только в отдельных исследованиях.
Данные корреляционного анализа подтверждают конвергентную валидность русскоязычной версии опросника «Шкала настройки работы».
Таблица 11. Результаты корреляционного анализа
Переменные
Вовлечённость (UWES)*
Психологический капитал СЭ О СО ЖС
Увеличение структурных ресурсов в работе Исследование 1 .328*** .262*** .354***
Исследование 2 .394*** .370*** .241*** .236*** .326***
Исследование 3 - .406*** .180** .306*** .353***
Исследование 4 .416** - - - -
Увеличение социальных ресурсов в работе Исследование 1 .153** .091 .174*
Исследование 2 - .127 .133* .038 .156*
Исследование 3 .143* .148* .131* .139* .172**
Исследование 4 .204** - - - -
Увеличение сложности рабочих задач Исследование 1 .323*** .248** .424***
Исследование 2 .425*** .523*** .280*** .109 .477***
Исследование 3 - .421*** .225*** .30*** .430***
Исследование 4 .447** - - - -
Сокращение обременительных требований Исследование 1 -.054 -.225 -.056
Исследование 2 .133* .023 .114 .189** .000
Исследование 3 - .051 .030 .029 .023
Исследование 4 -.182** - - - -
Примечание. СЭ — самоэффективность; О — оптимистичность; СО — самооценка; ЖС —жизнестойкость. * — р < .05,** — р < 0.01,*** — р < .001. р — скорректированная значимость поправки Беньямини — Хохберга.
Обсуждение результатов
Факторная структура
В результате КФА в русскоязычной версии опросника, как и в оригинальной версии, выделяются четыре фактора. Факторы соответствуют субшкалам опросника, названы в соответствии с англоязычным вариантом Шкалы настройки работы. В первый фактор входят утверждения, характеризующие настройку работы, направленную на профессиональное развитие и реализацию своего потенциала, — «Увеличение структурных ресурсов в работе». Второй фактор содержит утверждения, отражающие изменения в социальном взаимодействии в работе, — «Увеличение социальных ресурсов в работе». Утверждения, характеризующие проактивное поведение, направленное на задачи, их расширение, поиск новых и интересных проектов образуют третий фактор — «Увеличение сложности рабочих задач». Четвёртый фактор — «Сокращение обременительных требований» — отражает поведение работника, включающее дезорганизационные изменения в своей рабочей деятельности: снижение социальных контактов, избегание сложных задач и проектов. Проверка инвариантности показала устойчивую воспроизводимость факторной структуры для различных выборок. Факторная структура русскоязычной версии сопоставима с оригинальной версией опросника (Tims et al., 2012) и с версиями опросника на других языках (Bakker, Ficapal-Cusi et al., 2018; Eguchil, Shimazu et al., 2016).
В нашем исследовании в связи с низкой факторной нагрузкой и увеличением внутренней согласованности из субшкалы Увеличение социальных ресурсов (УСоц) был удалён пункт «Я прошу совета у коллег». Возможно, низкая нагрузка вызвана тем, что обращение за советом рассматривается не как обращение к интеллектуальной поддержке, а как констатация собственной некомпетентности. Возможно также, что эмоциональная коннотация слова «совет» отражает, в большей степени, спектр негативных рефлексий, чем позитивных.
В Исследовании 1 второй пункт субшкалы Сокращение обременительных требований «Я стараюсь, чтобы моя работа была менее интеллектуально напряжённой» отсутствовал по причине несоответствия данного высказывания политике и культуре организации, в которой проводился опрос. Несмотря на удаление пункта, опросник сохранил четырёхфак-торную структуру.
Валидность
Методика «Шкала настройки работы» была использована в различных исследованиях рабочей деятельности. Опираясь на теоретическое обоснование и результаты эмпирических исследований, было выдвинуто предположение о положительной взаимосвязи между субшкалами настройки работы (Увеличение структурных ресурсов в работе, Увеличение социальных ресурсов в работе, Увеличение сложности рабочих задач) и шкалами Вовлечённости и Психологического капитала. Полученная значимость показателей корреляционных связей данных шкал позволяет утверждать о достижении необходимого уровня валидности русскоязычной версии опросника.
Инвариантность
В связи с различиями в процедурах исследований и некоторыми различиями в переводах опросника была проведена проверка инвариантности пунктов опросника для всех выборок сравниваемых исследований. Выявлена близкая значимость пунктов для респондентов, не зависящая от процедуры и состава выборок. Утверждения «Я спрашиваю своего руководителя, доволен ли он моей работой», «Если появляются какие-либо новые разработки, то я
одним из первых узнаю о них и пробую их использовать», «Я спрашиваю мнение других о том, как я справляюсь со своей работой» имеют разную факторную нагрузку в различных исследованиях. Разное понимание утверждений может быть связано, как с переводом утверждений, так и с некоторой разницей процедур опроса у обследованных выборок.
Опираясь на анализ психометрических свойств методики «Шкала настройки работы» можно заключить, что данный опросник может использоваться для русскоязычной выборки. В российских организациях предпочтительнее использовать версию, содержащую 20 утверждений, исключив пункт 5 субшкалы «Увеличение социальных ресурсов». При проведении крос-скультурных или иных исследований, для которых важно использование опросника, сопоставимого с оригинальным, рекомендуется использовать полную версию, содержащую 21 пункт.
Ограничения исследования
Целью данной работы была разработка русскоязычной версии опросника, наиболее близкого по содержанию и структуре к оригинальной методике «Job crafting scale» (Tims et al., 2012). Данный опросник является наиболее часто используемой методикой количественной оценки настройки работы (Lazazzara, et al., 2020). Однако многие авторы отмечают существенные недостатки данной методики, такие как сложность восприятия формулировок для работников с низким уровнем образования (Vogt et al., 2016), выпадение субшкалы «Сокращение обременительных требований» из общего фактора настройки работы и качественно иные предиктивные свойства данной субшкалы по отношению к остальным субшкалам опросника (Lichtenthaler, Fischbach, 2019), а также слабую корреляцию с результатами, полученными на основе использования иных методик оценки настройки работы (Ebert, Bipp, 2021).
Для валидизации методики были объединены данные исследований настройки работы, которые проводились независимо друг от друга на разных выборках, и с использованием несколько отличающихся версий методики. Размеры выборок приемлемы для валидизации факторной структуры опросника, однако желательно проведение исследования на выборке большего размера с использованием унифицированной версии ШНР для оценки инвариантности опросника не только для представителей разных профессиональных групп, но и для респондентов из разных социо-демографических групп.
Анализ инвариантности позволил выявить пункты, восприятие которых отличается у различных респондентов. Не представляется возможным оценить, связано ли различное восприятие пунктов с разницей в переводе, либо с разницей в процедуре исследования, либо с особенностями выборок. Отсутствие отдельных пунктов в некоторых исследованиях и разница в процедуре проведения не позволяет однозначно утверждать, что один из переводов является более предпочтительным, чем другой. Итоговая версия текста опросника представляет собой экспертное заключение авторов, основанное на анализе и интерпретации полученных результатов в предыдущих исследованиях.
В связи с тем, что исследования были проведены независимо друг от друга и ставили своей задачей оценку взаимосвязей настройки работы с другими переменными, оценка конвергентной валидности основывается только на двух из других возможных переменных, взаимосвязанных с настройкой работы.
Выводы
По итогам разработки русскоязычной версии опросника «Шкала настройки работы» (ШНР) можно сделать следующие выводы.
1. Разработанный русскоязычный вариант ШНР соответствует критерию надёжности ^-Кронбаха.
2. Русскоязычный вариант ШНР имеет четырёхфакторную структуру так же, как и оригинальная англоязычная версия методики.
3. Имеется соответствие предлагаемой ШНР критериям конвергентной валидности, а также, с учётом результатов исследований на русскоязычных выборках, и прагматической валидности.
4. Исходя из результатов теоретического анализа зарубежных и российских исследований, данная русскоязычная ШНР может быть использована как индикатор выраженности и направленности проактивного поведения персонала, а также как предиктор показателей эффективности работы.
5. Имеются статистические основания рассматривать фактор «Сокращение обременительных требований» как отражение низкого уровня выраженности состояния личностных или организационных ресурсов и чрезмерной выраженности рабочих требований, что совпадает с результатами зарубежных и отечественных исследований.
6. Разработанная русскоязычная версия ШНР может быть использована как перспективный инструмент для исследования проактивного рабочего поведения в современных организациях.
Заключение
Полученные показатели надёжности и валидности разработанной методики «Шкала настройки работы», а также результаты исследований в российских организациях позволяют говорить, что русскоязычная версия шкалы может использоваться как инструмент для диагностики выраженности и направленности настройки работы как одного из видов проактивного рабочего поведения персонала организаций. Для дальнейшего обоснования методики желательно проведение исследования на выборке большего размера с использованием унифицированной версии ШНР для оценки инвариантности опросника для представителей разных профессий и для респондентов из разных социо-демографических групп.
Важной задачей является изучение предсказательных возможностей каждой из субшкал опросника, особенно для прогнозирования побуждающей или избегающей регулятивной направленности рабочего поведения, в частности, определения того, какие типы поведения в отношении обременительных требований работы являются более выигрышными как для сотрудников, так и для организаций. Можно предположить, что избегание обременительных требованийработыскореепредсказываетвыгорание,нежелиспособствуетпсихологическому благополучию (Милетич, Осин, 2022).
Новым направлением является исследование использования настройки работы в составе команд, а именно, изучение взаимосвязи характера настроек работы, групповой динамики и стадиального развития команды. Концепция интегративной устойчивости команды предполагает, что одним из факторов устойчивости команд, особенно работающих в жестких условиях вариабельности физической и социальной среды, является проактивная антиципация и перестройка работы, вносящая своевременные изменения в процесс деятельности (Лепехин, 2023). Имеются основания предполагать, что качественные сдвиги в перенастройке работы в команде происходят на этапе рефлексии после завершения цикла выполнения задачи (Астапенко и др., 2021).
Использование методики возможно в широком спектре изучения как антецедентов проактивного поведения, так и предикторов, обеспечивающих вовлеченность, удовлетворённость работой, психологическое благополучие, и, в целом, эффективность работы на уровне команд и организаций. Лонгитюдные и экспериментальные исследования могут выявить причинно-следственные связи между настройкой работы и показателями
личного и организационного благополучия, а также эффективностью работы. Результаты таких исследований будут важны с точки зрения практического применения: разработки интервенций и рекомендаций по внедрению практик настройки работы в деятельность сотрудников, команд и организаций в целом.
Благодарности
Авторы выражают большую благодарность за помощь в сборе данных Анастасии
Кудрявцевой, Светлане Смолко и Ксении Розовой.
Финансирование
Исследование выполнено при финансовой поддержке РНФ, проект «Концепция устойчивого развития команд в организации», № 22-28-01232.
Литература
Астапенко, Е. Е., Круглова, М. А., Лепехин, Н. Н., Маничев, С. А., Федоров, С. И. (2021). Развитие рабочих команд на основе проактивных интервенций в циклах выполнения задач. Петербургский психологический журнал, 36, 1-54.
Иванова, Т. Ю. (2016). Функциональная роль личностных ресурсов в обеспечении психологического благополучия: Дис. ... канд. психол. наук. М.: МГУ.
Ильина, О. Н., Лепехин, Н. Н., Маничев, С. А. (2022). Проактивное рабочее поведение: концепции и направления исследований. Организационная психология, 12(1), 92-127.
Лепехин, Н. Н. (2023). Разделяемое лидерство как фактор развития устойчивости команды. Петербургский психологический журнал, 42, (в печати).
Лепехин, Н. Н., Ильина, О. Н. (2021). Антецеденты выбора стратегий изменения работы. В кн.: А. А. Грачев, А. Л. Журавлев, А. Н. Занковский (отв. ред.), Современное состояние и перспективы развития психологии труда и организационной психологии (887-903). М.: Институт психологии РАН.
Лепехин, Н. Н., Круглова, М. А., Абдина, М. А. (2021). Личностные и организационные предикторы проактивного поведения медицинского персонала. Петербургский психологический журнал, 32, 18-57.
Лепехин, Н. Н., Лебедева, П. А., Круглов, В. Г. (2021). Диспозиционные предикторы выбора стратегий изменений в работе персоналом организации. Петербургский психологический журнал, 31, 64-95.
Маничев, С. А., Маничева, Л. Г. (2014). Изменения в работе (job crafting) как средство профессионального развития. Петербургский психологический журнал, 7, 57-79.
Маничев, С. А., Погребицкая, В. Е. (2018). Опросник «Психологический капитал» А. Беккера: адаптация на русскоязычной выборке. В кн.: А. А. Обознов, А. Л. Журавлев (ред.), Актуальные проблемы психологии труда, инженерной психологии и эргономики. Вып. 8. (489-500). М.: Институт психологии РАН.
Милетич, М. П., Осин, Е. Н. (2022). Взаимосвязь выгорания и индивидуальной настройки работы (job crafting). В кн.: Ананьевские чтения — 2022. 60 лет социальной психологии в СПбГУ: от истоков — к новым достижениям и инновациям. Материалы международной научной конференции, (233-234). Санкт-Петербург
Наследов, А. Д. (2013). IBM SPSS Statistics 20 и AMOS: профессиональный статистический
анализ данных. СПб.: Питер. Bakker, A. B., Ficapal-Cusí, P., Torrent-Sellens, J., Boada-Grau, J., Hontangas-Beltrán, P. M. (2018). The Spanish version of the Job Crafting Scale. Psicothema, 30(1), 136-142. doi:10.7334/ psicothema2016.293
Bakker, A. B., Demerouti, E. (2016). Job demands-resources theory: Taking stock and looking forward.
Journal of Occupational Health Psychology, 22(3), 273-285. https://doi.org/10.1037/ocp0000056 Brown, T. A. (2006). Confirmatory factor analysis for applied research. The Guilford Press. Collier, J. E. (2020). Applied structural equation modeling using AMOS: Basic to advanced techniques. New York: Routledge.
Ebert, T., Bipp, T. (2021). Tomayto, tomahto? An empirical comparison and integration of job crafting perspectives. European Journal of Psychological Assessment. Advance online publication, http:// dx.doi.org/10.1027/1015- 5759/a000669 Eguchi, H., Shimazu, A., Bakker, A. B., Tims, M., Kamiyama, K., Hara, Y., Namba, K., Inoue, A., Ono, M., Kawakami, N. (2016). Validation of the Japanese version of the job crafting scale. Journal of Occupational Health, 58(3), 231-240. https://doi.org/10.1539/joh.15-0173-0A Geldenhuys, M., Bakker, A. B., Demerouti, E. (2021). How task, relational and cognitive crafting relate to job performance: a weekly diary study on the role of meaningfulness. European Journal of Work and Organizational Psychology, 30(1), 83-94. doi:10.1080/1359432X.2020.1825378 Lay, B., Balkin, A. (2022). The Second Step: Surprise Is Inevitable. Now What? In Nemeth, C. P., Hollnagel, E. (Eds.), Advancing Resilient Performance (145-156). Springer, Cham. https://doi. org/10.1007/978-3-030-74689-6_11 Lazazzara, A., Tims, M., De Gennaro, D. (2020). The process of reinventing a job: A meta-synthesis of
qualitative job crafting research. Journal of Vocational Behavior, 116, 103267. Lichtenthaler, P. W., Fischbach, A. (2019). A Meta-Analysis on Promotion- and Prevention-Focused Job Crafting. European Journal of Work and Organizational Psychology, 28(1), 30-50. doi:10.1080 /1359432X.2018.1527767 Roczniewska, M., Hedberg Rundgren, E., Hasson, H., Bakker, A. B., von Thiele Schwarz U. (2022). How Should Job Crafting Interventions Be Implemented to Make Their Effects Last? Protocol for a Group Concept Mapping Study. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(21):13922. https://doi.org/10.3390/ijerph192113922 Rudolph, C. W., Katz, I. M., Lavigne, K. N., Zacher, H. (2017). Job crafting: A meta-analysis of relationships with individual differences, job characteristics, and work outcomes. Journal ofVocational Behavior, 102(6), 112-138. DOI: 10.1016/j.jvb.2017.05.008 Schaufeli, W. B., Bakker, A. B. 2003). The Utrecht Work Engagement Scale (UWES). Test manual.
Utrecht, The Netherlands: Department of Social & Organizational Psychology. Schaufeli, W. B., Bakker, A. B., Salanova, M. (2006). The measurement of work engagement with a short questionnaire: A cross-national study. Educational and psychological measurement, 66(4), 701-716.
Teperi, A. M., Kuula, T., Ala-Laurinaho, A., Viitanen, K., Salonen, T., Asikainen, I., Wahlstrom, M. (2022). Participative development for improving nuclear safety: results and implications of three methods in nuclear maintenance work. Finnish Institute of Occupational Health, Helsinki. Tian, X., Liu, M., Jiao, Q., Wei X., Huang, R. Job Crafting: A Review of Theoretical Integration and Application Extension. Journal of Human Resource Management, 10(2), 38-48. DOI: 10.11648/j. jhrm.20221002.11
Tims, M., Bakker, A. B. (2010). Job crafting: Towards a new model of individual job redesign. South African Journal of Industrial Psychology, 36, 1-9.
Tims, M., Bakker, A. B., Derks, D. (2012). Development and validation of the job crafting scale. Journal of Vocational Behavior, 80(1), 173-186.
Tims, M., Bakker, A. B., Derks, D. (2015). Job crafting and job performance: A longitudinal study. European Journal of Work and Organizational Psychology, 24(6), 914-928.
Tresfon, J., Brunsveld-Reinders, A. H., van Valkenburg, D., et al. (2022). Aligning work-as-imaginedand work-as-done using FRAM on a hospital ward: aroadmap. BMJ Open Quality 2022; 11:e001992. doi:10.1136/bmjoq-2022-001992
Vijver van de, F. J. R., Leung, K. (1997). Methods and data analysis of comparative research. In J. W. Berry, Y. H. Poortinga, J. Pandey (Eds.), Handbook of cross-cultural psychology, 2nd ed. (257-300). (2nd. ed.; No. vol. 1). Allyn & Bacon.
Vogt, K., Hakanen, J. J., Brauchli, R., Jenny, G. J., Bauer, G. F. (2016). The consequences of job crafting: A three-wave study. European Journal of Work and Organizational Psychology, 25(3), 353-362.
Wrzesniewski, A., Dutton, J. E. (2001). Crafting a job: Revisioning employees as active crafters of their work. Academy of Management Review, 26(2), 179-201.
Wrzesniewski, A., LoBuglio, N., Dutton, J. E., Berg, J. M. (2013). Job crafting and cultivating positive meaning and identity in work. In: A. B. Bakker (ed.), Advances in Positive Organizational Psychology, Vol. 1 (281-302). Emerald Publishing Limited.
Поступила 19.12.2022
Приложение 1. Шкала настройки работы
Инструкция
Ниже описаны определённые виды поведения на работе. Пожалуйста, прочтите внимательно каждое из утверждений и оцените, насколько часто Вы демонстрируете данное поведение в работе. Если у Вас не было такого действия или мысли, обведите «1» на бланке ответов. Если то или иное действие или мысль у Вас были, отметьте на бланке, как часто оно возникает, в соответствии с приведённой ниже шкалой.
Никогда Достаточно редко Иногда Достаточно часто Часто
1 2 3 4 5
Ни разу Раз в месяц или реже Несколько раз в месяц Раз в неделю Несколько раз в неделю
№ Утверждения а д г о к о н ч о т ао тк а д г о о н ч о т 2 ° тт о т
и Я & * И Л н 3 сс оса и ^ са сг
1. Я стараюсь развивать свои способности 1 2 3 4 5
2. Я стараюсь развиваться профессионально 1 2 3 4 5
3. Я стараюсь учиться чему-то новому на работе 1 2 3 4 5
4. Я слежу за тем, чтобы использовать свой потенциал в полной мере 1 2 3 4 5
5. Я самостоятельно решаю, как мне выполнять работу 1 2 3 4 5
6. Я прошу своего руководителя о наставничестве или поддержке 1 2 3 4 5
7. Я спрашиваю своего руководителя, доволен ли он моей работой 1 2 3 4 5
8. Я ищу вдохновения у своего руководителя 1 2 3 4 5
9. Я спрашиваю мнение других о том, как я справляюсь со своей работой 1 2 3 4 5
10. Я прошу совета у коллег 1 2 3 4 5
11. Когда появляется интересный проект, я активно стараюсь принять в нём участие 1 2 3 4 5
12. Если появляются какие-либо новые разработки, то я одним из первых узнаю о них 1 2 3 4 5
и пробую их использовать
13. Когда на работе не очень много дел, я вижу в этом возможность начать делать 1 2 3 4 5
что-то новое
14. Я регулярно беру на себя дополнительные задачи, даже если не получаю за них 1 2 3 4 5
дополнительное вознаграждение
15. Я стараюсь сделать свою работу более сложной и интересной, изучая основопола- 1 2 3 4 5
гающие взаимосвязи между различными аспектами моей работы
16. Я стараюсь сделать так, чтобы моя работа была менее эмоционально напряжённой 1 2 3 4 5
17. Я стараюсь, чтобы моя работа была менее интеллектуально напряжённой 1 2 3 4 5
18. Я организовываю работу таким образом, чтобы минимизировать контакт с 1 2 3 4 5
людьми, чьи проблемы влияют на меня эмоционально
19. Я организовываю свою работу таким образом, чтобы минимизировать контакт с 1 2 3 4 5
людьми, чьи ожидания нереалистичны
20. Я стараюсь, чтобы мне не приходилось принимать много сложных решений на работе 1 2 3 4 5
21. Я организовываю свою работу так, чтобы мне не приходилось концентрироваться 1 2 3 4 5
на чём-то слишком долго
Ключ к опроснику «Шкала настройки работы»
Для получения результатов необходимо:
1) суммировать отмеченные респондентом ответы по каждой субшкале,
2) рассчитать среднее арифметическое по каждой субшкале.
Субшкала Пункты Интервалы значений*
ниже среднего среднее выше среднего
Увеличение структурных ресурсов в работе (УСтр) 1, 2, 3, 4, 5 1.0 - 3.39 3.38 - 4.76 4.77 - 5.0
Увеличение социальных ресурсов в работе (УСоц) 6, 7, 8, 9, 10 1.0 - 1.74 1.75 - 3.46 3.47 - 5.0
Увеличение сложности рабочих задач (УСлж) 11, 12, 13, 14, 15 1.0 - 2.37 2.38 - 4.21 4.22 - 5.0
Сокращение обременительных требований (СОбр) 16, 17, 18, 19, 20, 21 1.0 - 2.07 2.08 - 3.76 3.77 - 5.0
* — Данные значения следует рассматривать как индикативные. Выраженность различных форм настройки работы в разных областях и при разных условиях осуществления профессиональной деятельности может существенно отличаться.
Приложение 2. Описательные статистики
Шкалы и субшкалы M SD Исследование 1 Min Max As Ex M SD Исследование 2 Min Max As Ex M SD Исследование 3 Min Max As Ex M SD Исследование 4 Min Max As Ex
Настройка работы (НР) 3.22 .44 2.15 4.6 .09 .03 3.36 .54 1.68 4.7 -.01 -.12 3.07 .71 1.19 5 .29 -.08 3.18 .35 2.14 4.1 -.30 .06
Увелич. структуры. 4.08 .60 2.40 5 - .37 - .44 4.15 .65 2.20 5 -.72 .01 3.69 .86 1.60 5 -.19 -.75 4.27 .52 2.60 5 -.71 .18
ресурсов в работе (УСтр)
Увелич. социальн. 2.58 .80 1.00 5 .56 .02 3.29 .85 1.17 5 -.06 -.67 2.44 1.01 1.00 5 .62 -.43 2.61 .64 1.40 4.6 .17 -.38
ресурсов в раб. (УСоц)
Увелич. сложности 3.75 .75 1.60 5 - .34 - .42 2.76 .92 1.00 5 .27 -.39 3.01 1.00 1.00 5 .01 -.67 3.13 .73 1.40 5 -.08 -.19
рабочих задач (УСлж)
Сокращение обременит. 2.48 .68 1.00 4 .14 - .44 3.27 .99 1.00 5 -.29 -.40 3.12 .94 1.00 5 .09 -.57 2.78 .63 1.00 4.7 .02 .30
требов. (СОбр)
Вовлечённость (UWES) 4.27 1.25 .73 6.89 -.26 -.52 4.21 1.06 .06 6 -.05 .22
Самоэффективность 3.28 .43 2.25 4 .09 -.55 3.17 .51 1.50 4.00 -.24 -.02 3.02 .50 1.25 4 -.18 .92
Оптимистичность 3.28 .42 2.00 4 -.20 -.30 3.83 .71 1.50 5.00 -.22 -.35 3.66 .73 1.75 5 -.22 -.35 - - - - - -
Самооценка 3.35 .41 2.00 4 -.27 -.39 3.37 .48 .75 4.00 -.72 .90 3.21 .47 2.00 4 -.05 -.31 - - - - - -
Жизнестойкость 3.22 .43 2.00 4 -.19 -.30 3.07 .56 0 4.00 -.77 1.20 3.00 .59 1.25 4 -.24 -.30 - - - - - -
ORGANIZATIONAL PSYCHOLOGY
The Russian version of the Job Crafting Scale: Psychometric verification, validation and perspectives of use
Sergey A. MANICHEV
ORCID: 0000-0002-8971-0492
St. Petersburg State University, St. Petersburg, Russia
Maina P. MILETICH
ORCID: 0000-0003-1391-5130 HSE University, Moscow, Russia
Nikolay N. LEPEKHIN
ORCID: 0000-0001-6587-8234
ST. Petersburg State University, St. Petersburg, Russia
Olga N. ILYINA
ORCID: 0000-0001-8477-2507
University under the IPA of EurAsEC, St. Petersburg, Russia
Victoria E. POGREBITSKAYA
ORCID: 0000-0002-4811-6243
St. Petersburg State University, St. Petersburg, Russia
Abstract. Purpose. The article presents theoretical basis and psychometric properties of the Russian version of the Job Crafting Scale. Job crafting is a particular type of proactive work behavior via which workers initiate changes in the demands and the resources of their jobs in line with their own preferences. Various forms of such behavior reflect the level of personal and organizational resources, the severity of job demands and predict various indicators of performance and well-being at work. Methodology. The development and validation of the Russian version of the scale was carried out on the basis of studies conducted in St. Petersburg, Nizhny Novgorod, Ulyanovsk and other cities in Russia. The total number of respondents N = 1060 employed in transport, manufacturing, services, trade and other areas, aged 18 to 70. Findings. The results of the confirmatory factor analysis confirm the four-factor structure of the scale with the following factors: increasing structural job resources; increasing social job resources; increasing challenging job demands, and decreasing hindering job demands. Scale reliability was found to be satisfactory. Convergent validity was demonstrated by the means of correlation analysis, which showed significant relationships with work engagement measured with the Utrecht Work Engagement Scale (UWES) and the scales of psychological capital by A. Bakker. Invariance analysis demonstrated the stability of the four-factor structure, i.e. metric invariance was confirmed. Value of results. Based on the results of the analysis, the authors propose the Russian version of the Job Crafting Scale as a diagnostic tool suitable for assessment of different types of job crafting behavior which can be used to predict promotion vs prevention focus of self-regulation of work behavior and to assess proactivity of work teams in conditions of variability in the organizational environment.
Keywords: job crafting, job crafting scale, proactivity, promotion and prevention focus self-regulation, well-being.
Address: 20 Myasnitskaya, Moscow 100101, Russian Federation. E-mail: miletich.maina@gmail.com
References
Astapenko, Ye. Ye., Kruglova, M. A., Lepekhin, N. N., Manichev, S. A., Fedorov, S. I. (2021). Razvitiye rabochikh komand na osnove proaktivnykh interventsiy v tsiklakh vypolneniya zadach [Development of work teams based on proactive interventions in task cycles]. Peterburgskiy psikhologicheskiy zhurnal, 36, 1-54. (in Russian) Bakker, A. B., Demerouti, E. (2016). Job demands-resources theory: Taking stock and looking forward.
Journal of Occupational Health Psychology, 22(3), 273-285. https://doi.org/10.1037/ocp0000056 Bakker, A. B., Ficapal-Cusi, P., Torrent-Sellens, J., Boada-Grau, J., Hontangas-Beltran, P. M. (2018). The Spanish version of the Job Crafting Scale. Psicothema, 30(1), 136-142. doi:10.7334/ psicothema2016.293
Brown, T. A. (2006). Confirmatory factor analysis for applied research. The Guilford Press. Collier, J. E. (2020). Applied structural equation modeling using AMOS: Basic to advanced techniques. New York: Routledge.
Ebert, T., Bipp, T. (2021). Tomayto, tomahto? An empirical comparison and integration of job crafting perspectives. European Journal of Psychological Assessment. Advance online publication. http:// dx.doi.org/10.1027/1015- 5759/a000669 Eguchi, H., Shimazu, A., Bakker, A. B., Tims, M., Kamiyama, K., Hara, Y., Namba, K., Inoue, A., Ono, M., Kawakami, N. (2016). Validation of the Japanese version of the job crafting scale. Journal of Occupational Health, 58(3), 231-240. https://doi.org/10.1539/joh.15-0173-0A Geldenhuys, M., Bakker, A. B., Demerouti, E. (2021). How task, relational and cognitive crafting relate to job performance: a weekly diary study on the role of meaningfulness. European Journal of Work and Organizational Psychology, 30(1), 83-94. doi:10.1080/1359432X.2020.1825378 Il'ina, 0. N., Lepekhin, N. N., Manichev, S. A. (2022). Proaktivnoye rabocheye povedeniye: kontseptsii i napravleniya issledovaniy [Proactive work behavior: concepts and research directions]. Organizational psychology, 12(1), 92-127. (in Russian) Ivanova, T. Yu. (2016). Funktsional'naya rol' lichnostnykh resursov v obespechenii psikhologicheskogo blagopoluchiya [The functional role of personal resources in ensuring psychological well-being]: Dis. ... kand. psikhol. nauk. M.: MGU. (in Russian) Lay, B., Balkin, A. (2022). The Second Step: Surprise Is Inevitable. Now What? In Nemeth, C. P., Hollnagel, E. (Eds.), Advancing Resilient Performance (145-156). Springer, Cham. https://doi. org/10.1007/978-3-030-74689-6_11 Lazazzara, A., Tims, M., De Gennaro, D. (2020). The process of reinventing a job: A meta-synthesis of
qualitative job crafting research. Journal of Vocational Behavior, 116, 103267. Lepekhin, N. N. (2023). Razdelyayemoye liderstvo kak faktor razvitiya ustoychivosti komandy [Shared leadership as a factor in the development of team sustainability]. Peterburgskiy psikhologicheskiy zhurnal, 42, (in press). (in Russian) Lepekhin, N. N., Il'ina, 0. N. (2021). Antetsedenty vybora strategiy izmeneniya raboty [Antecedents of the choice of job change strategies]. In: A. A. Grachev, A. L. Zhuravlev, A. N. Zankovskiy (Eds.), Sovremennoye sostoyaniye i perspektivy razvitiya psikhologii truda i organizatsionnoy psikhologii (887-903). M.: Institut psikhologii RAN. (in Russian) Lepekhin, N. N., Kruglova, M. A., Abdina, M. A. (2021). Lichnostnyye i organizatsionnyye prediktory pro-aktivnogo povedeniya meditsinskogo personala [Personal and organizational predictors of proactive behavior of medical personnel]. Peterburgskiy psikhologicheskiy zhurnal, 32, 18-57. (in Russian)
Lepekhin, N. N., Lebedeva, P. A., Kruglov, V. G. (2021). Dispozitsionnyye prediktory vybora strategiy izmeneniy v rabote personalom organizatsii [Dispositional predictors of the choice of strategies for changes in the work of the organization's personnel]. Peterburgskiy psikhologicheskiy zhurnal, 31, 64-95. (in Russian)
Lichtenthaler, P. W., Fischbach, A. (2019). A Meta-Analysis on Promotion- and Prevention-Focused Job Crafting. European Journal of Work and Organizational Psychology, 28(1), 30-50. doi:10.1080 /1359432X.2018.1527767 Manichev, S. A., Manicheva, L. G. (2014). Izmeneniya v rabote (job crafting) kak sredstvo professi-onal'nogo razvitiya [Changes in work (job crafting) as a means of professional development]. Peterburgskiy psikhologicheskiy zhurnal, 7, 57-79. (in Russian) Manichev, S. A., Pogrebitskaya, V. Ye. (2018). Oprosnik «Psikhologicheskiy kapital» A. Bekkera: adaptatsiya na russkoyazychnoy vyborke [Bakker's "Psychological Capital" questionnaire: adaptation to a Russian-language sample]. In: A. A. Oboznov, A. L. Zhuravlev (red.). Aktual'nyye problemy psikhologii truda, inzhenernoy psikhologii i ergonomiki. Vyp. 8. (489-500). M.: Institut psikhologii RAN. (in Russian) Miletich, M. P., Osin, Ye. N. (2022). Vzaimosvyaz' vygoraniya i individual'noy nastroyki raboty (job crafting) [Association between burnout and job crafting]. V kn.: Anan'yevskiyechteniya — 2022. 60 let sotsial'noy psikhologii v SPbGU: ot istokov — k novym dostizheniyam i innovatsiyam. Materialy mezhdunarodnoy nauchnoy konferentsii (233-234). Sankt-Peterburg. (in Russian) Nasledov, A. D. (2013). IBM SPSS Statistics 20 i AMOS: professional'nyy statisticheskiy analiz dannykh [IBM SPSS Statistics 20 and AMOS: Professional Statistical Data Analysis]. SPb.: Piter. (in Russian) Roczniewska, M., Hedberg Rundgren, E., Hasson, H., Bakker, A. B., von Thiele Schwarz U. (2022). How Should Job Crafting Interventions Be Implemented to Make Their Effects Last? Protocol for a Group Concept Mapping Study. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(21), 13922. https://doi.org/10.3390/ijerph192113922 Rudolph, C. W., Katz, I. M., Lavigne, K. N., Zacher, H. (2017). Job crafting: A meta-analysis of relationships with individual differences, job characteristics, and work outcomes. Journal ofVocational Behavior, 102(6), 112-138. DOI: 10.1016/j.jvb.2017.05.008 Schaufeli, W. B., Bakker, A. B. (2003). The Utrecht Work Engagement Scale (UWES). Test manual.
Utrecht, The Netherlands: Department of Social & Organizational Psychology. Schaufeli, W. B., Bakker, A. B., Salanova, M. (2006). The measurement of work engagement with a short questionnaire: A cross-national study. Educational and psychological measurement, 66(4), 701-716.
Teperi, A. M., Kuula, T., Ala-Laurinaho, A., Viitanen, K., Salonen, T., Asikainen, I., Wahlstrom, M. (2022). Participative development for improving nuclear safety: results and implications of three methods in nuclear maintenance work. Finnish Institute of Occupational Health, Helsinki. Tian, X., Liu, M., Jiao, Q., Wei X., Huang, R. Job Crafting: A Review of Theoretical Integration and Application Extension. Journal of Human Resource Management, 10(2), 38-48. DOI: 10.11648/j. jhrm.20221002.11
Tims, M., Bakker, A. B. (2010). Job crafting: Towards a new model of individual job redesign. South
African Journal of Industrial Psychology, 36, 1-9. Tims, M., Bakker, A. B., Derks, D. (2012). Development and validation of the job crafting scale. Journal
ofVocational Behavior, 80(1), 173-186. Tims, M., Bakker, A. B., Derks, D. (2015). Job crafting and job performance: A longitudinal study. European Journal of Work and Organizational Psychology, 24(6), 914-928.
Tresfon, J., Brunsveld-Reinders, A. H., van Valkenburg, D., et al. (2022). Aligning work-as-imaginedand work-as-done using FRAM on a hospital ward: aroadmap. BMJ Open Quality 2022; 11:e001992. doi:10.1136/bmjoq-2022-001992 Vijver van de, F. J. R., Leung, K. (1997). Methods and data analysis of comparative research. In J. W. Berry, Y. H. Poortinga, J. Pandey (Eds.), Handbook of cross-cultural psychology, 2nd ed. (257-300). (2nd. ed.; No. vol. 1). Allyn & Bacon. Vogt, K., Hakanen, J. J., Brauchli, R., Jenny, G. J., Bauer, G. F. (2016). The consequences of job crafting: A
three-wave study. European Journal of Work and Organizational Psychology, 25(3), 353-362. Wrzesniewski, A., Dutton, J. E. (2001). Crafting a job: Revisioning employees as active crafters of
their work. Academy of Management Review, 26(2), 179-201. Wrzesniewski, A., LoBuglio, N., Dutton, J. E., Berg, J. M. (2013). Job crafting and cultivating positive meaning and identity in work. In: A. B. Bakker (ed.), Advances in Positive Organizational Psychology, Vol. 1 (281-302). Emerald Publishing Limited.
Received 19.12.2022
