Metody badawcze

a 23 osoby – wykształceniem zawodowym i podstawowym (4 osoby). Badani byli przedstawicielami następujących zawodów: pracownicy biurowi, sprzedawcy, nauczyciele, policjanci, pracownicy socjalni, kucharze, informatycy oraz pracow‑

nicy sektora bankowego. Średni staż pracy w tej próbie wynosił 12 lat, najkrótszy – rok, najdłuższy – 41 lat. W próbie znaleźli się pracownicy dużych (105 osób), średnich (83 osoby) i małych (115 osób) firm (w tym mikrofirmy reprezentowało 51 osób). Dane części tej próby (200 osób) zostały wykorzystane w innej analizie statystycznej (Chrupała ‑Pniak, Grabowski, w druku).

Badania przeprowadzano w okresie od stycznia 2012 roku do stycznia 2014.

7.3. Analiza statystyczna

Aby zweryfikować hipotezy badawcze, posłużono się komputerowym oprogra‑

mowaniem statystycznym, w tym programami Statistica 10.0, SPSS 20.0 oraz Lisrel 8.80. Przeprowadzano następujące analizy: analizę korelacyjną, hierar‑

chiczną analizę regresji wielorakiej oraz analizę dominacji. Za pomocą czynni‑

kowej analizy konfirmacyjnej (CFA) weryfikowano dopasowanie różnych modeli teoretycznych do danych empirycznych. Ten rodzaj analizy służy określeniu, czy testowany model ma poparcie w danych empirycznych (Konarski, 2009). Te‑

stowano modele ze skorelowanymi zmiennymi latentnymi, wykorzystując ma‑

cierz kowariancji pozycji skal. Oszacowanie dopasowania oparto na wskaźnikach średniokwadratowego błędu aproksymacji lub pierwiastka kwadratu tego błędu RMSEA (ang. Root Mean Square Error of Approximation), porównawczego in‑

deksu zgodności lub indeksu względnego dopasowania CFI (ang. Comparative Fit Index), wystandaryzowanego pierwiastka średniego kwadratu reszt SRMR (ang. Standardized Root Mean Square Residual) oraz znormalizowanego indeksu dopasowania NFI (ang. Normed Fit Index) (Lim i in., 2007; Schermelleh ‑Engel, Moosbrugger, Müller, 2003), opisanych w podrozdziale 5.5.

7.4. Metody badawcze

W celu sprawdzenia postawionych hipotez w badaniach posłużono się następu‑

jącymi metodami:

Wielowymiarowy profil etyki pracy w wersji skróconej (WPEP ‑s). Kwestiona‑

riusz ten został opisany w rozdziale piątym. Wersja skrócona składa się z siedmiu skal i 35 pozycji (każda skala składa się z 5 pozycji; zob. Załącznik 1). Skale te to kolejno:

1. Ciężka praca (CP), czyli przekonania, że ciężka praca jest wartością i prowa‑

dzi do pożądanych rezultatów (wskaźnik α Cronbacha uzyskany w próbach A: α = 0,81; B: α = 0,85).

2. Praca jako centrum życia (PC), czyli skłonność do spostrzegania pracy jako wartości i kategorii centralnej we własnym życiu (A: α = 0,74; B: α = 0,77).

168

7. Etyka pracy a zaangażowanie w pracę i organizację…

3. Niechęć do marnotrawienia czasu (NMC) odnosząca się do skłonności do oszczędzania czasu (A: α = 0,71; B: α = 0,68).

4. Niechęć do czasu wolnego (NCW), postawy negatywne wobec aktywności czasu wolnego, uznawanie ich za zbędne (A: α = 0,77; B: α = 0,76).

5. Odraczanie gratyfikacji, skłonność do umieszczania nagród w dalszej przy‑

szłości (OG) (A: α = 0,71; B: α = 0,81).

6. Poleganie na sobie (PS), czyli postawa akcentująca niezależność oraz skłonność do liczenia na siebie w sytuacjach społecznych (A: α = 0,82; B: α = 0,80).

7. Moralność/etyka (ME), gotowość do moralnego i uczciwego postępowania, nieszkodzenia innym (A: α = 0,70; B: α = 0,67).

W opisywanych badaniach przeprowadzono konfirmacyjną analizę czynniko‑

wą (CFA) na pozycjach WPEP ‑s (dalej stosuję skrót WPEP). Jej wyniki pokaza‑

ły, że dopasowanie modelu siedmioczynnikowego do danych empirycznych jest zadowalające (próba A: χ²(df ) = 1426,33 (539), χ²/df = 2,64; RMSEA = 0,075;

CFI = 0,91; NFI = 0,85; SRMR = 0,080; próba B: χ²(df ) = 1064,68 (539), χ²/df = 1,97; RMSEA = 0,057; CFI = 0,93; NFI = 0,88; SRMR = 0,071).

Skala POM. W badaniach posłużono się także zestawem pięciu pozycji badających skłonność do traktowania pracy jako wartości moralnej oraz obo‑

wiązku. Stwierdzono bowiem, że WPEP zbyt słabo eksponuje ten temat. Ze‑

staw tych stwierdzeń zatytułowano Praca jako obowiązek moralny (POM). POM charakteryzuje się wysoką spójnością wewnętrzną (A: α = 0,73; B: α = 0,80), ale nie przeszedł, jak na razie, pełnej walidacji. Konfirmacyjna analiza czynni‑

kowa weryfikująca dopasowanie pięciu pozycji do modelu jednoczynnikowe‑

go pokazała, że traktowanie tej skali jako jednowymiarowej jest dopuszczalne.

W próbie A uzyskano następujące wartości miar dopasowania: χ²(df ) = 29,82(5), χ²/df = 5,96; RMSEA = 0,13; CFI = 0,94; NFI = 0,93; SRMR = 0,058; w próbie B: χ²(df ) = 66,65(5), χ²/df = 13,33; RMSEA = 0,20; CFI = 0,91; NFI = 0,91;

SRMR = 0,073. Co prawda takie miary jak RMSEA oraz χ²(df ) wskazują na ubogie dopasowanie, ale zgodnie z kryterium Johna Hattiego (1985), czyli za‑

stosowaniem jako kryterium statystycznego jednowymiarowości skal pierwiastka średniego kwadratu reszt (ang. Root Mean Square Residual – RMR), POM jest jednym wymiarem. Wystandaryzowane RMR (SRMR) przyjęło bowiem wartość poniżej 0,08. Stwierdzenia te znajdują się w Załączniku 2. Poza tym na zado‑

walające dopasowanie wskazują wartości CFI i NFI, które przekroczyły wartość 0,9 (por. Konarski, 2009).

Skala identyfikacji z pracą (IP). Zestaw stwierdzeń stworzonych przez Ka‑

nungo (1982; por. Bańka, Wołowska, 2006) zawierający 16 pozycji. 10 z nich stanowi Skalę identyfikacji z obecną pracą (IOP), a 6 – Skalę centralności pracy (CPK). Zestaw ten wykorzystano w badaniu próby A. Obie skale charakteryzują się zadowalającą spójnością wewnętrzną, w przedstawianych tu badaniach uzy‑

skano następujące wskaźniki α Cronbacha: IOP α = 0,84, CPK α = 0,67. Analiza konfirmacyjna przeprowadzona na puli tych pozycji wykazała co prawda ubogie dopasowanie (χ²(df ) = 481,72 (103), χ²/df = 4,68; RMSEA = 0,11; CFI = 0,92;

NFI = 0,91; SRMR = 0,076) dwuczynnikowego modelu do danych, ale zważając

169

7.4. Metody badawcze

na wartości takich miar jak CFI, NFI, które przekroczyły krytyczną wartość 0,9, oraz SRMR, która osiągnęła wartość poniżej 0,08 (por. Schermelleh ‑Engel, Moosbrugger, Müller, 2003), można uznać owo dopasowanie za zadowalające.

Skala ta została zamieszczona w Załączniku 3.

Skala UWES (ang. Utrecht Work Engagement Scale, czyli Utrechcka skala za‑

angażowania w pracę) w opracowaniu Wilmara Schaufeliego i Arnolda Bakkera (2003), zaadaptowana przez Annę Szabowską ‑Walaszczyk, Annę Marię Zawadz‑

ką oraz Martynę Wojtaś (Szabowska ‑Walaszczyk i in., 2011; por. Szabowska‑

‑Walaszczyk, 2010). Kwestionariusz ten składa się z trzech skal: wigor (WI), oddanie (OD) i zaabsorbowanie (ZA), i obejmuje 17 pozycji (UWES ‑17). Skale wigor (WI) i zaabsorbowanie (ZA) składają się z 6 pozycji, a skala oddanie – z 5. Badani ustosunkowują się do tych pozycji za pomocą siedmiostopniowej skali od 0 do 6 (0 oznacza nigdy, 6 – zawsze). Oryginalne narzędzie uzyskało wysokie wskaźniki rzetelności mierzonej współczynnikiem α Cronbacha: skala wigoru (WI) α = 0,83, skala oddania (OD) α = 0,92 i skala zaabsorbowania (ZA) α = 0,82 (Schaufeli, Bakker, 2003, s. 14). Autorzy polskiej adaptacji za‑

lecają stosowanie tej skali jako jednowymiarowej (Szabowska ‑Walaszczyk i in., 2011). W prezentowanych badaniach zdecydowano się jednak wykorzystać też trzy oryginalne skale, czyli WI, OD i ZA, aby wyszukać składnik zaangażowania najbardziej związany z etyką pracy. Konfirmacyjna analiza czynnikowa wykazała nieco lepsze dopasowanie modelu trójczynnikowego tylko w przypadku UWES ‑9, czyli skróconej wersji UWES składającej się z 9 pozycji, którą posłużono się w badaniu próby B (choć miara SRMR jest dla rozwiązania trójczynnikowego gorsza). Wyniki tej analizy przedstawia tabela 7.1.

Tabela 7.1

Wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej kwestionariusza zaangażowania w pracę (UWES):

porównanie dopasowania alternatywnych modeli czynnikowych

Model χ² df χ²/df RMSEA CFI NFI SRMR ∆χ²

UWES-17

(N = 291 – A) 1-czynnikowy 587,49** 119 4,94 0,12 0,95 0,94 0,066 11,42*

3-czynnikowy 576,07** 116 4,97 0,12 0,95 0,94 0,065 – UWES-9

(N = 303 – B) 1-czynnikowy 255,60** 27 9,46 0,17 0,95 0,94 0,050 65,56**

3-czynnikowy 190,04** 24 7,92 0,15 0,96 0,96 0,057 –

* p < 0,01; ^** p < 0,001.

Jak wynika z danych zamieszczonych w tabeli, w przypadku UWES ‑17 miary dopasowania dwóch modeli: jednoczynnikowego i trójczynnikowego, są podob‑

ne, chociaż wartość spadku ∆χ² sugeruje, że rozwiązanie trójczynnikowe jest w niewielkim stopniu lepsze (por. Szabowska ‑Walaszczyk i in., 2011).

W opisywanych badaniach uzyskano następujące wskaźniki α Cronbacha dla poszczególnych skal: WI: α = 0,81 (A), α = 0,85 (B); OD: α = 0,88 (A), α = 0,86 (B); ZA: α = 0,84 (A), α = 0,83 (B).

Skala przywiązania do organizacji (SPO – PO). Kwestionariusz do badania zaangażowania organizacyjnego skonstruowany przez Meyera i Allen (1991)

170

7. Etyka pracy a zaangażowanie w pracę i organizację…

w adaptacji Bańki, Wołowskiej oraz Bazińskiej (2002). Skala oryginalna uzyskała satysfakcjonujące miary rzetelności. Zgodność wewnętrzna mierzona współczyn‑

nikiem α Cronbacha wynosi dla zaangażowania – przywiązania afektywnego (PA) α = 0,85, zaangażowania – przywiązania trwałości (PT) α = 0,79 i dla zaangażowania – przywiązania normatywnego (PN) α = 0,73. W badaniach rze‑

telności polskiej wersji skali otrzymano podobne współczynniki α Cronbacha, dla skali PA α = 0,84, natomiast dla PT i PN α = 0,70 (Bańka i in., 2002). Skala ta opiera się na trójwymiarowym modelu przywiązania do organizacji. Autorzy opisują przywiązanie afektywne (PA), normatywne (PN) oraz trwałości (PT).

Narzędzie składa się z 18 pozycji – na każdy z trzech wymiarów (podskal) przy‑

pada po 6 pozycji. Sumując wyniki z trzech podskal, otrzymuje się wynik glo‑

balny – globalny wskaźnik przywiązania do organizacji. Badani ustosunkowują się do tych pozycji za pomocą siedmiostopniowej skali od 1 do 7 (1 oznacza całkowicie się nie zgadzam, 7 – zgadzam się w pełni). W opisywanych badaniach poszczególne skale uzyskały następujące wartości wskaźnika spójności α Cron‑

bacha: PA α = 0,87 (A), α = 0,84 (B); PN α = 0,87 (A), α = 0,87 (B); PT α = 0,73 (A), α = 0,70 (B).