Организационная психологияадрес 101000, г. Москва, ул. Мясницкая, д. 20. Email
 Скачать 0.64 Mb.
|
|
Психологические особенности библиотекарей Прежде чем перейти к работе с данными, необходимо проанализировать личностные особенности библиотекарей и специфику их профессиональной деятельности с психоло- гической точки зрения. Библиотекари так же, как учителя, врачи, социальные работники, являются представителями «субъект-субъектной» профессии, для которой характерно немалое количество стрессовых факторов. Однако в сравнении с перечисленными социо- номическими профессиями библиотекари являются мало исследованной профессиональ- ной группой в психологии. Основным стрессором в таких профессиях является взаимодей- ствие с людьми (клиентами / пациентами / посетителям). Представители таких профессий в большей степени эмоционально вовлечены в процесс трудовой деятельности, так как их деятельность сопряжена с представлениями о призвании, избранности и ответственно- стью за важнейшие человеческие ценности (Доценко, 2008). Американские исследователи отмечают, что, помимо перечисленных выше общих факторов, на эмоциональном состоянии библиотекарей сказываются скука от рутинного характера библиотечной работы и недоста- точного интеллектуального стимулирования (McCormack, Cotter, 2013), а также увеличенная рабочая нагрузка и отсутствие карьерных перспектив (Harwell, 2013). Недавние исследования, проведённые на библиотекарях нашей страны, показали, что несмотря на достаточно высокую предрасположенность к профессиональному выгоранию, библиотекари в среднем демонстрируют невысокий уровень этого синдрома (Колачев, Осин, Шауфели, Дезарт, 2019). При этом на выборке библиотекарей из разных регионов России было обнаружено, что молодые сотрудники сообщают о более выраженном характере профессио- нального выгорания, чем их старшие коллеги (Kolachev, Novikov, 2020). Относительно мотивации сотрудников библиотек исследователи пишут, что библиоте- кари в первую очередь ориентированы на «содержание работы, самореализацию, интересное общение», при этом «…жертвуют внешним преуспеванием» (Захаренко, 2012, с. 10). То есть в терминах теории самодетерминации у них более выражена автономная мотивация, нежели контролируемая. Результаты качественного исследования Л. Б. Волынской свидетельствуют Организационная психология. 2021. Т. 11. № 4. www.orgpsyjournal.hse.ru 171 о согласии респондентов с тем, что в библиотечной деятельности можно успешно реали- зовать себя, что очень важно для поддержания внутренней мотивации (Волынская, 2009). При этом Е. А. Потанина в диссертационном исследовании отмечает, что для библиотеч- ной деятельности характерен мотивационный синкретизм: библиотекари демонстрируют высокий уровень удовлетворённости трудом, но в то же время стимулирование (в том числе материальное) к труду не соответствует их ожиданиям (Потанина, 2008). Что касается личностных ресурсов, то немногочисленные исследования свидетель- ствуют о довольно высоком уровне личностных ресурсов (оптимизма, самоэффективности и жизнестойкости) у библиотекарей (Колачев и др., 2019). Если говорить о других личностных характеристиках, то, согласно исследованию американских библиотекарей, они более интро- вертированы и менее эмоционально стабильны, чем в среднем по популяции (Williamson, Lounsbury, 2016). В то же время некоторые исследователи считают переменную «экстравер- сия — интроверсия» личностным ресурсом, поскольку она тесно связана с оптимизмом: чем более экстравертирован человек, тем более он оптимистичен (Rogers, Barber, 2019). То есть результаты относительно личностных ресурсов неоднозначны. Резюмируя, нужно отметить, что представители этой профессии имеют высокий риск профессионального выгорания, но при этом считают, что обладают большим запасом ресурсов личности, который в свою очередь, вероятно, помогает препятствовать развитию неблагоприятного синдрома. Метод Выборка В исследовании приняли участие 266 сотрудников из пяти публичных городских библиотек. Восемь процентов респондентов (21 человек) проживают в Астрахани, 6% (17 человек) — в Республике Бурятия, 18% (48 человек) — в Челябинске, 22% (59 человек) — в Московской области, 15% (39 человек) — в Новосибирске, 31% (82 человека) — в Ярославле. Большинство респондентов — женщины (88%); большинство имеет высшее образование (79%). Средний возраст равен 45.08 (SD = 12.70), медиана — 47 лет, диапазон: от 20 лет до 71 года. Среднее количество лет, отработанных на текущем месте работы, составляет 13.28 (SD = 11.53), медиана — 10 лет, диапазон: от 0 до 49 лет. Во всех этапах исследования приняли участие 87 человек (33% выборки), тех, кто пропустил хотя бы один из этапов, — 179 человек (67% выборки). Для того чтобы понять, связано ли неучастие в тех или иных замерах с изучаемыми переменными и социально-демо- графическими данными, было проведено сравнение показателей между теми, кто участво- вал во всех этапах, и теми, кто пропустил хотя бы один из них. Сравнение групп по категори- альным переменным (пол и уровень образования) происходило с помощью теста Хи-квадрат; по метрическим переменным — с помощью непараметрического теста Юэна (Yuen’s test) для сравнения усечённых средних (усечение составило 20%) с 2000 бутстрэп-репликациями, поскольку метрические переменные имеют ненормальное распределение Группы не отличаются по распределению в них пола (χ 2 (1) = 0.00, p = 1.00) и уровня обра- зования (χ 2 (3) = 6.10, p = .11). Они не отличаются друг от друга также по среднему возрасту (Y = –0.33, p = .73) и количеству лет, отработанных в данной организации (Y = –1.21, p = .22). Респонденты не различаются по изначальному уровню профессионального выгорания (Y = –0.70, p = .49), личностных ресурсов (Y = –0.41, p = .67), автономной и контролируемой мотивации (Y = 0.35, p = .73 и Y = –0.64, p = .52 соответственно). Организационная психология. 2021. Т. 11. № 4. www.orgpsyjournal.hse.ru 172 Процедура Исследование проводилось в течение одного года. Первый замер был сделан в период с января по март 2020 г., второй замер — с июля по август 2020 г., третий — с января по март 2021 г. Таким образом промежуток между обследованиями в каждой библиотеке составил около шести месяцев. Первый замер был сделан до принятия карантинных мер в России, вызванных вспышкой коронавирусной инфекции (Левинская и др., 2021). Последующие замеры были проведены в те периоды, когда сотрудники перешли от дистанционного формата работы к очному. То есть формат работы участников исследования во всех замерах был одинаков. Сотрудники заполняли анкеты на рабочем месте. Исследование осуществлялось с согласия руководителей библиотек. Автор исследова- ния связывался с директорами или заместителями директоров и предоставлял им ссылку на онлайн-анкету. Далее руководители распространяли её среди основного персонала. Вспомогательный персонал (например, охранники или уборщики) не входил в целевую аудиторию, поскольку не отражает специфику профессии. Участие в исследовании носило добровольный характер и не подразумевало денежного вознаграждения. В качестве меры поддержания мотивации руководителям библиотек были предложены отчёты по результа- там диагностики персонала в обобщённом виде (на уровне средних значений по библиотеке). Анкета для сбора данных была сформирована на платформе 1ka.si. Заполнение опросника занимало от 20 до 30 минут. Конфиденциальность данных была гарантирована. Измерения Профессиональное выгорание Профессиональное выгорание было измерено с помощью относительно нового «Инструмента измерения выгорания» (Burnout Assessment Tool, BAT), разработанного В. Шауфели и его коллегами (Schaufeli, De Witte, Desart, 2020) и ранее валидизированного на сотрудниках библиотек (Колачев, Осин, Шауфели, Дезарт, 2019). Методика включает 23 утверждения и четыре субшкалы: эмоциональное истощение, дистанцированность, пони- женный эмоциональный контроль и пониженный когнитивный контроль. В опроснике используется пятибалльная шкала ответа: 1 — «Никогда», 5 — «Постоянно». На основе этих переменных был сформирован фактор второго порядка — профессиональное выгорание (α Кронбаха = .81, ω МакДональда = .81 по всем трём замерам вместе). Личностные ресурсы Личностные ресурсы включают в себя три составляющие: самоэффективность, оптимизм и жизнестойкость. Для измерения последних использовались валидизирован- ные и широко используемые в исследованиях методики. Самоэффективность измерена при помощи «Шкалы общей самоэффективности» Р. Шварцера и М. Ерусалема, адаптирован- ная на русский язык В. Г. Ромеком (Шварцер, Ерусалем, Ромек, 1996). Опросник состоит из 10 суждений, которые оцениваются по четырёхбалльной шкале, где 1 — «Совершенно неверно», 4 — «Совершенно верно». Оптимизм измерялся с помощью сокращённой версии «Шкалы диспозиционного оптимизма» (Life Orientation Test, LOT), адаптированной Т. О. Гордеевой, О. А. Сычёвым и Е. Н. Осиным (Гордеева, Сычев, Осин, 2010). Методика содержит 10 суждений, оцениваемых по шкале от 1 («Не согласен») до 5 («Полностью согласен»). Для измерения жизнестойкости использовалась скрининговая версия опросника жизнестойкости из 12 утверждений, разра- ботанная Е. Н. Осиным (Осин, 2013). Утверждения оцениваются по четырёхбалльной шкале, где 1 — «Нет», 4 — «Да». На основе этих переменных был сформирован фактор второго Организационная психология. 2021. Т. 11. № 4. www.orgpsyjournal.hse.ru 173 порядка — личностные ресурсы (α Кронбаха = .79, ω МакДональда = .80 по всем трём замерам вместе). Трудовая мотивация Трудовая мотивация измерялась при помощи «Опросника профессиональной мотивации», в основе которого лежит теория самодетерминации (Осин и др., 2017). Инструмент включает 20 утверждений и шесть субшкал: «внутренняя мотивация», «интегри- рованная мотивация», «идентифицированная мотивация», «интроецированная мотивация», «экстернальная мотивация» и «амотивация». Шкала ответов включает пять вариантов ответа, где 1 — «Совсем не соответствует», 5 — «Вполне соответствует». В предлагаемом исследо- вании использовались показатели автономной и контролируемой мотивации. Автономная мотивация рассчитывается как сумма внутренней, интегрированной и идентифициро- ванной мотивации (α Кронбаха = .86, ω МакДональда = .89 по всем трём замерам вместе); контролируемая — как сумма интроецированной, экстернальной мотивации и амотивации (α Кронбаха = .67, ω МакДональда = .72 по всем трём замерам вместе). Рабочие ресурсы Для измерения рабочих ресурсов использовалась соответствующая шкала Опросника ресурсов и требований работы, разработанного Т. Ю. Ивановой в рамках своего диссер- тационного исследования (Иванова, 2016). Инструмент включает такие аспекты трудовой деятельности, как «ясность роли», «возможность выбора», «поддержка коллег и руковод- ства». Шкала ответов содержит пять вариантов ответа: 1 — «Очень редко, никогда», 5 — «Очень часто, всегда» (α Кронбаха = .89, ω МакДональда = .83 по всем трём замерам вместе). Статистический анализ Изучение поставленных гипотез проходило с применением структурного моделиро- вания (structural equation modeling). Структурное моделирование позволяет учесть ошибку измерения при изучении взаимосвязей (Bollen, Hoyle, 2012), что делает результаты более достоверными. Тестирование гипотезы №1 о предсказательной роли личностных ресурсов производилось в рамках объединения измерительной (конфирматорной) модели личност- ных ресурсов и рабочих ресурсов с моделированием латентных изменений (latent growth modeling) профессионального выгорания. При моделировании латентных изменений исполь- зуется два параметра — интерцепт (intercept) и показатель отклонения от интерцепта (slope), оба этих параметра выступают латентными переменными (Preacher, Wichman, MacCallum, Briggs, 2008). Помимо интерцепта и среднего отклонения от него, оценивается дисперсия интерцепта, дисперсия отклонения от интерцепта, а также ковариация интерцепта и откло- нения. Таким образом, моделируются не только интериндивидуальные, но и интраиндиви- дуальные изменения. Тестирование гипотезы №2 о роли профессионального выгорания как медиатора проходило в рамках объединения измерительной модели личностных ресурсов с моделями латентных изменений профессионального выгорания и трудовой мотивации. Сначала были изучены модели латентных изменений отдельно для профессионального выгорания, автономной, контролируемой мотивации и их статистики согласия. Затем к этим моделям добавилась измерительная модель личностных ресурсов (одномерная конфирматор- ная модель) с соответствующими путями связи. Исследованы модели, в которых предиктором выступают личностные ресурсы (замер 1), медиатором выступает отклонение от интерцепта профессионального выгорания, а зависимой переменной — отклонение от интерцепта авто- номной или контролируемой мотивации (см. подробнее: von Soest, Hagtvet, 2011). Организационная психология. 2021. Т. 11. № 4. www.orgpsyjournal.hse.ru 174 Вместо традиционных статистик согласия в данной работе использованы их робастные версии, которые устойчивы к отклонениям переменных от нормального распределения (Brosseau-Liard, Savalei, Li, 2012; Brosseau-Liard, Savalei, 2014). В качестве критериев допусти- мого согласия модели с данными выступили следующие рекомендации: RMSEA < .08, CFI и TLI > .90, SRMR < .08 (Kline, 2011). В качестве метода оценки параметров выступил метод макси- мального правдоподобия с робастными стандартными ошибками (MLR). Поскольку лонги- тюдный дизайн всегда сопряжён с проблемой пропущенных данных, в качестве меры работы с ними был использован метод максимального правдоподобия с полной информацией (full information maximum likelihood, FIML), который успешно используется в различных ситуациях и доказал свою эффективность (Enders, Bandalos, 2001). Более того, результаты анализа с методом максимального правдоподобия с полной информацией сравнивались с результа- тами, полученными только на той части выборки, которая участвовала во всех волнах. Итоги анализов оказались идентичными. Шкалирование первичных результатов проходило в рамках модели Раша для каждой переменной анализа в отдельности. Таким образом, все переменные имеют широко известную единицу измерения — логит (логарифм отношения шансов). Все переменные были иссле- дованы на предмет лонгитюдной измерительной инвариантности; утверждения, которые не продемонстрировали инвариантности, были исключены из расчёта итоговых баллов1. Шкалирование результатов проводилось в программе Winsteps (Linacre, 2012), а тестирова- ние гипотез — в среде RStudio (R Core Team, 2016; RStudio Team, 2020) с применением пакета «lavaan» (Rosseel, 2012). Результаты В таблице 1 представлены статистики согласия моделей латентных изменений. Все стати- стики согласия свидетельствуют о высоком согласии модели с данными. Важно отметить, что в модели автономной мотивации отклонение от интерцепта значимо, следовательно, по этой переменной произошли значимые изменения за год на уровне средних значений. Автономная мотивация за год снизилась на 0,33 логита. Значимых изменений в профессио- нальном выгорании и контролируемой мотивации не произошло. Корреляции интерцепта и отклонения от него ни в одной из моделей не являются значимыми. На рисунке 1 представлено изменение профессионального выгорания, автономной и контролируемой мотивации со временем. Профессиональное выгорания демонстрирует небольшую тенденцию к росту, особенно от Замера 2 к Замеру 3; в то время как автономная мотивация значимо снижается со временем, а контролируемая остается неизменной. Таблица 1. Статистики согласия моделей латентных изменений и измерительной модели личностных ресурсов Модель χ2 df CFI TLI RMSEA 90% ДИ SRMR Латентные изменения профессионального выгорания 1.69 1 1.00 .99 .05 [.00; .18] .02 Латентные изменения автономной мотивации 0.30 1 1.00 1.01 .00 [.00; .14] .01 Латентные изменения контролируемой мотивации 0.00 1 1.00 1.02 .00 [.00; .00] .00 Измерительная модель личностных ресурсов 0.00 0 1.00 1.00 .00 [.00; .00] .00 Измерительная модель рабочих ресурсов 16.97* 7 .99 .97 0.08 [.03; .13] .02 Примечание: * — p < .05 1 В целях краткости результаты шкалирования не приводятся в тексте работы. Однако контрольные файлы для модели Раша можно найти здесь: https://osf.io/6r723/ Организационная психология. 2021. Т. 11. № 4. www.orgpsyjournal.hse.ru 175 Рисунок 1. Динамика профессионального выгорания, автономной и контролируемой мотивации Согласно таблице 2, в которой представлены статистики согласия структурных моделей, все изучаемые модели имеют приемлемое согласие с данными. Для большей наглядности итоги моделирования представлены в виде графиков. На всех графиках представлены только значимые взаимосвязи и стандартизированные коэффициенты. На рисунке 2 представлена графическая репрезентация модели, в которой изменение автономной мотивации опосредует связь между личностными ресурсами и динамикой профессионального выгорания. Личностные ресурсы положительно связаны с изначальным уровнем автономной мотивации (β = .56, p < .01) и отрицательно — с изначальным уровнем профессионального выгорания (β = –.65, p < .01). При этом наблюдается связь личностных ресурсов с уменьшением выраженности автономной мотивации со временем (β = –.71, p = .03), то есть сотрудники с более высоким уровнем личностных ресурсов переживают более выра- женное снижение автономной мотивации. Изменение автономной мотивации не опосредует связь между личностными ресурсами и динамикой выгорания. Таблица 2. Структурные модели и их статистики согласия Модель χ2 |