Psichologija ISSN 1392-0359 eISSN 2345-0061
2022, vol. 67, pp. 8–23 DOI: https://doi.org/10.15388/Psichol.2022.55

Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškosios versijos psichometrinės charakteristikos

Tadas Vadvilavičius
Vytauto Didžiojo universitetas, Socialinių mokslų fakultetas
tadas.vadvilavicius@vdu.lt
https://orcid.org/0000-0002-1920-1959

Aurelija Stelmokienė
Vytauto Didžiojo universitetas, Socialinių mokslų fakultetas
aurelija.stelmokiene@vdu.lt
https://orcid.org/0000-0001-9574-9310

Santrauka. Siekiant įvertinti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumą reikia validžių ir patikimų tyrimo įrankių. Dviejų skerspjūvio tyrimų metu buvo vertinamos darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškosios versijos psichometrinės charakteristikos: vidinis suderinamumas, konvergentinis validumas ir (ar) struktūrinis validumas. Dviejų tyrimų rezultatai atskleidė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškoji versija pasižymi aukštu vidiniu suderinamumu. Tinkamas konvergentinis validumas buvo patvirtintas nustačius statistiškai reikšmingai teigiamus ryšius su darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu ir jo dimensijomis, pasitenkinimu darbu ir bendru saviveiksmingumu. Galiausiai, struktūrinis validumas buvo patvirtintas tiriančiąja ir patvirtinančiąja faktorinėmis analizėmis, kurios atskleidė, kad vienfaktorinė klausimyno struktūra tinkamiausia. Tyrimų rezultatai parodė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškoji versija yra tinkamas matavimo įrankis, tačiau reikia tolesnių skalės vertinimo tyrimų.

Pagrindiniai žodžiai: darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas, psichometrinės charakteristikos, skalės validumas, patikimumas.

Psychometric Properties of Work–Family Enrichment Self-Efficacy Scale: Lithuanian Version

Summary. Valid and reliable research methods are needed to assess the work–family enrichment self-efficacy. Two cross-sectional studies were conducted to test the psychometric properties (internal consistency, convergent and/or structural validity) of the Lithuanian version of the work–family enrichment self-efficacy scale. Results revealed that the Lithuanian version of the work–family enrichment self-efficacy scale had high internal consistency. Adequate convergent validity was confirmed by statistically significant positive relationships between work–family enrichment and its dimensions, job satisfaction, and general self-efficacy. Finally, structural validity was confirmed by exploratory and confirmatory factor analyses, that revealed that one factor explained data well. The results of the research confirmed that the Lithuanian version of the work-family enrichment self-efficacy scale was suitable for further research.

Keywords: work–family enrichment self-efficacy, psychometric properties, scale validity, reliability.

Received: 01/08/2022. Accepted: 25/09/2022.
Copyright © 2022 Tadas Vaidvilavičius, Aurelija Stelmokienė. Published by Vilnius University Press. This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Licence (CC BY), which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original author and source are credited.

Įvadas

Paskutinius dešimtmečius labai padidėjo susidomėjimas tuo, kaip asmenims sekasi suderinti skirtingus socialinius vaidmenis, tokius kaip šeima ir darbas. Ši tema sulaukė dar didesnio aktualumo pasaulinės COVID-19 pandemijos metu (Allen & Martin, 2017; Vaziri et al., 2020). Nors mokslininkai ir praktikai vis dar daugiau dėmesio skiria darbo–šeimos vaidmenų konfliktui, tačiau pastebima, kad daugiau pridėtinės vertės asmeniui ir jo aplinkai turi pozityvi darbo–šeimos vaidmenų sąveika. Be to, svarbu pripažinti, jog šios temos ignoravimas neleidžia visapusiškai suprasti darbo–šeimos vaidmenų sąveikos proceso (Chhetri, 2019; Grawitch & Barber, 2010; Vieira et al., 2016).

Remiantis akumuliacijos teorija (Sieber, 1974), kelių vaidmenų atlikimas žmogui gali ne tik trukdyti, bet ir suteikti jam reikalingų apdovanojimų atliekant vieną vaidmenį, pavyzdžiui, privilegijų, mažesnę įtampą, kurie prisideda prie teigiamų pokyčių atliekant kitą vaidmenį ir taip sukuria vaidmenų praturtinimą (De Klerk et al., 2014; Matapurkar & Bhargava, 2019). Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas (literatūroje taip pat vadinamas darbo–šeimos praturtinimu) – tai pozityvus darbo–šeimos vaidmenų sąveikos rezultatas, apibūdinantis procesą, kurio metu vienas socialinis vaidmuo (pavyzdžiui, buvimas darbuotoju) ir su juo susiję ištekliai padeda atlikti su kitu socialiniu vaidmeniu susijusius reikalavimus (pavyzdžiui, auklėti vaikus) (Greenhaus & Powell, 2006; ten Bruhelhaus & Bakker, 2012). Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas apibūdina dvikryptį procesą, kai darbe turimi ištekliai padeda geriau funkcionuoti šeimoje, o šeimoje turimi ištekliai padeda geriau funkcionuoti darbe. Taip pat yra laikoma, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas yra daugiadimensis reiškinys, kurį sudaro trys dimensijos – vystymosi, afektinė ir kapitalo (Carlson et al., 2006). Vystymosi dimensija apibūdina darbe įgytų įgūdžių, žinių ar elgesio perkėlimą, afektinė dimensija – darbe įgytų teigiamų emocijų, pozityvaus efekto perkėlimą, o kapitalo dimensija – darbe įgytų psichosocialinių išteklių (pavyzdžiui, pasitikėjimo savimi) perkėlimą į šeimyninį gyvenimą (Carlson et al., 2006; Kacmar et al., 2014). Tyrimai atskleidžia, kad didesnis darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas yra susijęs su didesniu pasitenkinimu gyvenimu ir darbu, stipresniu įsipareigojimu organizacijai, geresne psichikos ir fizine sveikata, retesniu ketinimu palikti darbą, mažesniu pervargimu darbe (Mauno et al., 2015; McNall et al., 2010; Vadivukkarasi & Ganesan, 2015).

Pozityvios darbo–šeimos sąveikos prielaidas analizuojantys tyrimai patvirtina, kad didesnį darbo–šeimos vaidmenų praturtinimą lemia didesnis suvokiamų išorinių išteklių kiekis, pavyzdžiui, socialinė parama, autonomija (Demerouti et al., 2012; De Klerk et al., 2014; Lapierre et al., 2018). Vis dėlto yra pastebima, kad didelę reikšmę darbo–šeimos vaidmenų praturtinimui turi ir asmeninės žmogaus charakteristikos, pavyzdžiui, darbo / šeimos centriškumas (Lapierre et al., 2018), kognityvinės darbo–šeimos vaidmenų ribos (Daniel & Sonnentag, 2016), atsparumas stresui (Mazerolle et al., 2018) ir kt. Remiantis ten Bruhelhaus ir Bakker (2012) darbo ir namų išteklių teorija, vienas iš svarbiausių darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo mechanizmo elementų yra asmens saviveiksmingumas. Saviveiksmingumas yra apibūdinamas kaip asmens suvokiamas gebėjimas sėkmingai atlikti įvairias užduotis ar dorotis su problemomis (Bandura, 1983). Kaip teigia užsienio tyrėjai, saviveiksmingumas mobilizuoja žmogų surasti ir (ar) įgyti naujų išteklių bei padeda suprasti, kaip ir kokius išteklius asmuo gali panaudoti kitoje gyvenimo srityje (Judge et al., 1998; Liu et al., 2011; Wayne et al., 2007). Užsienyje atlikti tyrimai atskleidžia, kad asmens saviveiksmingumas yra teigiamai susijęs su didesniu darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu (Carlson et al., 2019; Gayathri & Karthikeyan, 2016).

Vis dėlto, kaip pažymi A. Bandura ir kiti tyrėjai (pvyzdžiui, Wilde & Hsu, 2019), saviveiksmingumas yra užduočiai ir (ar) veiklai savitas ir priklausantis nuo situacijos konstruktas, kuris skirtingose srityse ir esant kitokioms aplinkybėms gali pasireikšti skirtingai. Nors neatmetama, kad bendrasis asmens saviveiksmingumas yra vertingas siekiant patirti didesnį darbo–šeimos vaidmenų praturtinimą, tačiau tikima, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimui pasireikšti svarbesnis yra darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas gali būti apibūdinamas kaip asmens įsitikinimas, kad gali patirti ar pasiekti darbo–šeimos vaid­menų praturtinimą (Heskiau, 2017). Skirtingai nei darbo–šeimos praturtinimas, kuris akcentuoja asmens suvokiamą išteklių perkėlimo iš vienos gyvenimo srities į kitą rezultatą (pavyzdžiui, geresnę nuotaiką), darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas apibūdina asmens turimus įsitikinimus, kad jis gali darbe (ar šeimoje) įgyti išteklių ir juos panaudoti funkcionavimo ar gerovės šeimoje (ar darbe) gerinimui (Heskiau, 2017). Šis reiškinys yra panašus į darbo–šeimos vaidmenų balanso saviveiksmingumą (Chan et al., 2016) ar darbo–šeimos vaidmenų konflikto valdymo saviveiksmingumą (Hennessy & Lent, 2008), kurie atitinkamai apibūdina asmens suvokiamą gebėjimą subalansuoti darbo ir asmeninio gyvenimo reikalavimus ir valdyti konfliktą tarp darbo ir šeimos bei šeimos ir darbo. Tyrimai atskleidžia, kad asmens įsitikinimas, jog jis geba derinti darbą ir šeimą, yra susijęs ir su didesniu darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu (Chan et al., 2016; Heskiau & McCarthy, 2020; Kim et al., 2020). Asmuo, labiau suvokdamas savo galimybes įgyti ar panaudoti išteklius vienoje gyvenimo srityje, taip pat turi didesnę motyvaciją juos perkelti į kitą gyvenimo sritį ir joje juos panaudoti, ir dėl to patiria didesnį darbo–šeimos vaidmenų praturtinimą (Heskiau & McCarthy, 2020). Tokio mechanizmo veikimą patvirtino Heskiau (2017) atliktas tyrimas, kurio metu, taikant psichologinę intervenciją, buvo didinamas tyrimo dalyvių suvokiamas darbo-šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas, kuris buvo susijęs su didesniu darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu po intervencijos. Siekiant tyrimuose įvertinti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo svarbą ir (ar) poveikį darbo–šeimos vaidmenų praturtinimui ir kitiems su pozityvia sąveika susijusiems reiškiniams, reikia validžių ir patikimų metodikų, leidžiančių išmatuoti šį reiškinį.

Šiame straipsnyje bus siekiama įvertinti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės (Heskiau & McCarthy, 2020) lietuviškosios versijos psichometrines charakteristikas pasitelkiant dviejų skerspjūvio tyrimų metu surinktus duomenis. Analizuojama ir pristatoma darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalė yra skirta vertinti tik vieną darbo–šeimos sąveikos kryptį – kaip darbas padeda gerinti šeimos funkcionavimą ir ne atvirkščiai. Dviejų skerspjūvio tyrimų tikslas yra įvertinti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo vidinį suderinamumą (naudojant Cronbacho alfa koeficientą), konvergentinį ir struktūrinį skalės validumą.

Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės autoriai gavo, kad skalė pasižymi aukštu vidiniu suderinamumu (Heskiau & McCarthy, 2020; Heskiau, 2017). Panašių rezultatų yra tikimasi ir iš atliekamų tyrimų, todėl keliama hipotezė, kad Lietuvos darbuotojų imtyje:

Hipotezė Nr. 1: darbo–šeimos praturtinimo saviveiksmingumas pasižymi aukštu vidiniu suderinamumu.

Siekiant įvertinti konvergentinį darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo validumą, buvo atliekama koreliacinė analizė: tikrinami ryšiai tarp darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo, darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo (vertinta abiejų tyrimų metu) ir jo dimensijų (vertinta antrojo tyrimo metu), bendro saviveiksmingumo (vertinta pirmojo tyrimo metu) ir pasitenkinimo darbu (vertinta pirmojo tyrimo metu). Ankstesni tyrimai atskleidžia, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra susijęs su didesniu darbo–šeimos praturtinimu, gyvenimo saviveiksmingumu ir pasitenkinimu darbu (Heskiau & McCarthy, 2020; Heskiau, 2017). Keliama hipotezė, kad Lietuvos darbuotojų imtyje:

Hipotezė Nr. 2.1: darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra teigiamai susijęs su bendru saviveiksmingumu;

Hipotezė Nr. 2.2: darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra teigiamai susijęs su pasitenkinimu darbu;

Hipotezė Nr. 2.3: darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra teigiamai susijęs su darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu;

Hipotezė Nr. 2.4: darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra teigiamai susijęs su darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo dimensijomis.

Siekiant įvertinti skalės struktūrinį validumą, buvo atliekamos tiriančioji (abiejų tyrimų metu) ir patvirtinančioji (tik antrojo tyrimo metu) faktorinės analizės. Ankstesnių užsienyje atliktų tyrimų rezultatai atskleidžia, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalę geriausiai paaiškina vieno faktoriaus struktūra (Heskiau & McCarthy, 2020; Heskiau, 2017). Keliama hipotezė, kad Lietuvos darbuotojų imtyje:

Hipotezė Nr. 3: darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalę geriausiai paaiškina vieno faktoriaus struktūra.

Tyrimas Nr. 1
Metodika

Tyrimo dalyviai ir procedūra. Skerspjūvio tyrime dalyvavo 61 asmuo: 45 (73,8 %) moterys ir 16 (26,2 %) vyrų. 47 (77,0 %) tyrimo dalyviai nurodė esantys vedę / ištekėjusios / gyvenantys su partneriu (-e), 5 (8,2 %) išsiskyrę ir 9 (14,8 %) nevedę / gyvena vieni. Vidutinis tyrimo dalyvių amžius – 32,70 metų (SN = 10,96), vidutinis darbo stažas – 12,10 metų (SN = 9,14). 37 (60,7 %) tiriamieji tyrimo metu nurodė turintys vaiką (-ų), 48 (78,7 %) nurodė užimantys ne vadovaujamas pareigas. Tyrimo duomenys buvo renkami elektroninės apklausos būdu – kvietimu dalyvauti tyrime dalytasi socialiniuose tinkluose. Tyrimo dalyviai buvo supažindinti su tyrimo tikslu, dalyvavimo jame ir pasitraukimo iš jo sąlygomis, tyrimo nauda bei rizikomis. Siekiant išlaikyti tyrimo dalyvių konfidencialumą, jų duomenys buvo renkami nuasmeninti. Tyrimas Nr. 1 buvo skirtas patvirtinti hipotezes Nr. 1, Nr. 2.1, Nr. 2.2., Nr. 2.3 ir Nr. 3.

Tyrimo metodikos. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas buvo matuojamas 10 teiginių Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skale (Heskiau & McCarthy, 2020). Tyrimo dalyvių buvo prašoma įvertinti teiginius nuo 1 (visiškai nesutinku) iki 7 (visiškai sutinku), pavyzdžiui, „Aš galiu efektyviai panaudoti darbe įgytus resursus, siekiant pagerinti savo veiklą namuose“. Skalė yra laisvai prieinama naudojimui. Skalė į lietuvių kalbą išversta dvigubo vertimo būdu tyrimo autorių. Tyrimui buvo skaičiuojamas bendras darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo vidurkis. Didesnis vidurkis reiškia didesnį asmens darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumą. Skalės vidinio suderinamumo (Cronbacho alfa) koeficientas – 0,95.

Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas. Darbo–šeimos praturtinimas buvo matuojamas 9 teiginių Darbo–šeimos praturtinimo skale (Carlson et al., 2006). Tyrimo dalyvių buvo prašoma įvertinti teiginius nuo 1 („visiškai nesutinku“) iki 7 („visiškai sutinku“), pavyzdžiui, „Mano įsitraukimas į darbą padeda man tapti geresniu (-e) šeimos nariu (-e), nes padeda man įgyti žinių“. Skalė yra laisvai prieinama naudojimui. Skalės vertimas į lietuvių kalbą buvo atliktas doc. dr. Aurelijos Stelmokienės ir Karolinos Norvaišaitės. Tyrimui buvo skaičiuojamas bendras darbo–šeimos praturtinimo vidurkis. Didesnis vidurkis reiškia didesnį asmens darbo–šeimos praturtinimą. Skalės vidinio suderinamumo (Cronbacho alfa) koeficientas – 0,92.

Bendrasis saviveiksmingumas. 10 teiginių Bendrojo saviveiksmingumo skale (Schwarzer & Jerusalem, 1995) buvo vertinamas bendrasis asmens saviveiksmingumas. Tyrimo dalyvių buvo prašoma įvertinti teiginius nuo 1 („visiškai nesutinku“) iki 7 („visiškai sutinku“), pavyzdžiui, „Visada galiu įveikti sunkias problemas, jei tik pakankamai pasistengiu“. Skalė yra laisvai prieinama naudojimui. Skalės vertimas į lietuvių kalbą buvo atliktas doc. dr. Loretos Gustainienės ir Paulinos Simutytės. Tyrimui buvo skaičiuojamas bendras saviveiksmingumo vidurkis. Didesnis vidurkis reiškia didesnį asmens saviveiksmingumą. Skalės vidinio suderinamumo (Cronbacho alfa) koeficientas – 0,92.

Pasitenkinimas darbu. Pasitenkinimas darbu buvo matuojamas vienu teiginiu „Kiek bendrai vertinant esate patenkintas savo darbu, nuo 1 visiškai nepatenkintas iki 10 visiškai patenkintas?“ Didesnis balas reiškia aukštesnį pasitenkinimo darbu lygį. Ankstesnių tyrimų rezultatai atskleidė, kad vienas teiginys yra pakankamas įvertinti bendrą pasitenkinimą darbu (pavyzdžiui, Dolbier et al., 2005; Fakunmoju, 2020).

Duomenų analizė. Tyrimo metu gautų duomenų analizė atlikta SPSS 21.0 statistiniu paketu. Atsižvelgiant į duomenų sklaidos asimetrijos, eksceso koeficientus ir vizualiu vertinimu, duomenys yra pasiskirstę arti normaliojo skirstinio. Įgyvendinant tyrimo tikslą buvo naudojami Pearsono koreliacijos koeficientas ir tiriančioji faktorinė analizė (angl. Exploratory factor analysis), naudojant pagrindinių faktorių (ašių) analizę be pasukimo, tikintis, kad faktorius bus tik vienas. Tiriančiajai faktorinei analizei tinkamas tyrimo dalyvių skaičius yra 3–10 kartų daugiau nei analizuojamo įrankio teiginių kiekis (Bujang et al., 2012; Kyriazos, 2018), todėl tolesnė analizė yra galima.

Rezultatai

Gautas itin aukštas darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės vidinio suderinamumo koeficientas (Cronbacho alfa – 0,95), kuris gali reikšti, kad skalėse yra perteklinis teiginių skaičius. Papildoma analizė atskleidė, kad jokio skalės teiginio pašalinimas reikšmingai nepagerina vidinio skalės suderinamumo. Tyrimo rezultatai patvirtino hipotezę Nr. 1.

Pirmoje lentelėje pateikiami tirtų reiškinių vidurkiai, standartiniai nuokrypiai ir koreliacijų koeficientai. Rezultatai atskleidė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra statistiškai reikšmingai teigiamai susijęs su bendru saviveiksmingumu, darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu ir pasitenkinimu darbu. Tyrimo rezultatai patvirtino hipotezes Nr. 2.1, Nr. 2.2. ir Nr. 2.3.

1 lentelė
Pirmojo tyrimo tirtų reiškinių vidurkiai, standartiniai nuokrypiai ir koreliacijų koeficientai

Kintamieji

M (SD)

1.

2.

3.

1. Bendrasis saviveiksmingumas

5,55 (0,92)

 

 

 

2. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas

4,81 (1,47)

0,36*

 

 

3. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas

5,27 (1,32)

0,22

0,68*

 

4. Pasitenkinimas darbu

7,33 (1,87)

0,09

0,39*

0,42*

* p < 0,01.

Tiriančioji faktorinė analizė atskleidė, kad duomenys yra tinkami naudoti analizei (Kaiserio, Meyerio ir Olkino matas = 0,89; Bartleto sferiškumo testas χ2 (45) = 711,94, p < 0,001). Faktorių svoriai nuo 0,526 iki 0,923 (žr. 2-ą lentelę).

2 lentelė
Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės teiginių faktorių svoriai

Teiginys

Faktoriaus svoris

DŠPS–1

0,838

DŠPS–2

0,898

DŠPS–3

0,912

DŠPS–4

0,923

DŠPS–5

0,887

DŠPS–6

0,526

DŠPS–7

0,825

DŠPS–8

0,873

DŠPS–9

0,815

DŠPS–10

0,864

Pastaba. DŠPS – darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas kartu su skalės teiginio eilės numeriu.

Faktorinės analizės rezultatai atskleidė, kad vienas faktorius paaiškina 71,1 % duomenų dispersijos. Šeštojo skalės teiginio faktoriaus svoris yra mažiausias ir reikšmingai skiriasi nuo kitų teiginių svorio. Yra teigiama, kad tinkamas naudoti faktoriaus svoris turėtų būti didesnis nei 0,4 (Čekanavičius ir Murauskas, 2002), tačiau, kaip teigia MacCallum et al. (2001), mažose imtyse faktoriaus svoris turėtų būti didesnis nei 0,7. Atsižvelgiant į tyrimo rezultatus, reikia tolesnių darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės tyrimų. Gauti tyrimo Nr. 1 rezultatai patvirtino hipotezę Nr. 3.

Rezultatų aptarimas

Tyrimo rezultatai atskleidė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškoji versija pasižymi geru vidiniu suderinamumu. Originalios darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės autorių gautas vidinio suderinamumo koeficientas panašus – 0,96 (Heskiau, 2017). Tyrimo rezultatai patvirtino darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo konvergentinį validumą. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalė teigiamai susijusi su bendru darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu, pasitenkinimu darbu ir bendru saviveiksmingumu. Taigi ir Lietuvoje patvirtinti skalės autorių gauti rezultatai (Heskiau, 2017; Heskiau & McCarthy, 2020). Rezultatai taip pat atskleidė, kad vieno faktoriaus struktūra paaiškina 71,1 % duomenų dispersijos, o gautas rezultatas artimas kitų užsienio autorių rezultatams (72,5 %; Heskiau, 2017).

Tyrimas Nr. 2
Metodika

Tyrimo dalyviai ir procedūra. Skėtiniame skerspjūvio tyrime, kuriam duomenis rinko Ieva Kulkytė ir Guoda Germanavičiūtė, dalyvavo 117 asmenų: 80 (68,4 %) moterų, 36 (30,8 %) vyrai ir 1 (0,9 %) nurodė pasirinkimą kita. Vidutinis tyrimo dalyvių darbo stažas – 7,75 metų (SN = 8,23). 34 (29,1 %) tyrimo dalyviai nurodė esantys susituokę, o 28 (23,9 %) gyvena su partneriu. Tyrimo duomenys buvo renkami elektroninės apklausos būdu – kvietimu dalyvauti tyrime dalytasi socialiniuose tinkluose. Tyrimo dalyviai buvo supažindinti su tyrimo tikslu, dalyvavimo jame ir pasitraukimo iš jo sąlygomis, tyrimo nauda bei rizikomis. Siekiant išlaikyti tyrimo dalyvių konfidencialumą, jų duomenys buvo renkami nuasmeninti. Tyrimas Nr. 2 buvo skirtas patvirtinti hipotezes Nr. 1, Nr. 2.3, Nr. 2.4 ir Nr. 3.

Tyrimo metodikos. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas (Heskiau & McCarthy, 2020). Matuotas ta pačia 10-ies teiginių skale kaip ir tyrime Nr. 1. Didesnis vidurkis reiškia didesnį asmens darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumą. Skalės vidinio suderinamumo (Cronbacho alfa) koeficientas – 0,96.

Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas (Carlson et al., 2006). Matuotas ta pačia 9-ių teiginių skale kaip ir tyrime Nr. 1. Didesnis vidurkis reiškia didesnį asmens darbo–šeimos vaidmenų praturtinimą. Skalės vidinio suderinamumo (Cronbacho alfa) koeficientas – 0,91. Papildomai šiame tyrime buvo vertinamos trys darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo dimensijos – vystymosi (pavyzdžiui, „Mano įsitraukimas į darbą padeda man tapti geresniu (-e) šeimos nariu (-e), nes padeda man įgyti žinių“; Cronbacho alfa koeficientas – 0,88), afekto (pavyzdžiui, „Mano įsitraukimas į darbą padeda man tapti geresniu (-e) šeimos nariu (-e), nes padeda man būti laimingu (-a)“; Cronbacho alfa koeficientas – 0,91) ir kapitalo (pavyzdžiui, „Mano įsitraukimas į darbą padeda man tapti geresniu (-e) šeimos nariu (-e), nes suteikia sėkmės jausmą“; Cronbacho alfa koeficientas – 0,87). Visos trys poskalės sudarytos iš 3 teiginių. Didesnis vidurkis reiškia geresnį asmens darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo dimensijų išreikštumą. Papildoma darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo dimensijų analizė pasirinkta atsižvelgiant į tai, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas yra daugiadimensis reiškinys (Carlson et al., 2006). Remiantis teoriniu darbo–šeimos praturtinimo modeliu, skirtingos dimensijos naudoja skirtingą išteklių perkėlimo būdą – vystymosi arba emocinį, ir perkelia skirtingo tipo išteklius (Greenhaus & Powell, 2006). Nuodugnesnė reiškinio analizė leidžia išsamiau įvertinti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo ryšį su pačiu darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu ir praturtinimo metu perkeliamų išteklių tipais.

Duomenų analizė. Tyrimo metu gautų duomenų analizė atlikta SPSS ir SPSS AMOS 21.0 statistiniu paketu. Atsižvelgiant į duomenų sklaidos asimetrijos, eksceso koeficientus ir vizualiu vertinimu, duomenys yra pasiskirstę arti normaliojo skirstinio. Įgyvendinant tyrimo tikslą buvo naudojami Pearsono koreliacijos koeficientas, tiriančioji faktorinė analizė (naudota pagrindinių faktorių (ašių) analizė be pasukimo, tikintis, kad faktorius bus tik vienas) ir patvirtinančioji faktorinė analizė (angl. Confirmatory factor analysis). Patvirtinančiajai faktorinei analizei naudota Bootstrap (n = 10 000) procedūra. Nors patvirtinančioji faktorinė analizė yra didelių imčių metodas, tačiau dalis užsienio tyrėjų nurodo, kad tyrimo dalyvių skaičius turėtų būti ne mažesnis kaip 100 dalyvių (MacCallum et al., 1999), todėl, nors galbūt ir ribota, tolesnė analizė yra galima.

Rezultatai

Antrojo tyrimo metu taip pat gautas itin aukštas darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės vidinio suderinamumo koeficientas (0,96), kuris gali reikšti, kad skalėse yra perteklinis teiginių skaičius. Papildoma analizė atskleidė, kad jokio skalės teiginio pašalinimas reikšmingai nepagerina vidinio skalės suderinamumo. Tyrimo rezultatai patvirtino hipotezę Nr. 1.

Trečioje lentelėje pateikiami tirtų reiškinių vidurkiai, standartiniai nuokrypiai ir koreliacijų koeficientai. Rezultatai atskleidžia, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra statistiškai reikšmingai teigiamai susijęs su bendru darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu bei darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo dimensijomis (stipriausias ryšys su vystymosi dimensija). Tyrimo rezultatai patvirtino hipotezes Nr. 2.3 ir Nr. 2.4.

3 lentelė
Antrojo tyrimo tirtų reiškinių vidurkiai, standartiniai nuokrypiai ir koreliacijų koeficientai

Kintamieji

M (SD)

1.

2.

3.

4.

1. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas

4,39 (1,51)

 

 

 

 

2. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas (bendras)

5,11 (1,16)

0,59*

 

 

 

3. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas – vystymosi dimensija

5,37 (1,35)

0,61*

0,79*

 

 

4. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas – afekto dimensija

4,68 (1,43)

0,46*

0,87*

0,51*

 

5. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas – kapitalo dimensija

5,28 (1,36)

0,42*

0,86*

0,48*

0,68*

* p < 0,01.

Tiriančioji faktorinė analizė atskleidė, kad duomenys yra tinkami naudoti analizei (Kaiserio, Meyerio ir Olkino matas = 0,94; Bartleto sferiškumo testas χ2 (45) = 1223,93, p < 0,001). Tiriančiosios faktorinės analizės rezultatai atskleidė, kad reikia ištraukti tik vieną faktorių, kuris paaiškina 74,1 % duomenų dispersijos. Faktorių svoriai svyruoja nuo 0,70 iki 0,90. Ankstesniame tyrime užfiksuotas mažesnis šeštojo teiginio svoris šiame tyrime pateko į MacCallum ir kolegų (2001) nurodytas ribas.

Atsižvelgiant į tai, kad tyrime Nr. 1 ir tyrime Nr. 2 buvo gautos santykinai aukštos koreliacijos tarp darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo ir darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo, buvo atlikta papildoma tiriančioji faktorinė analizė, kurios metu buvo siekiama išsiaiškinti, ar darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo ir darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalių teiginiai pasiskirsto į du skirtingus faktorius, kaip ir turėtų pasiskirstyti. Analizė atskleidė, kad duomenys yra tinkami naudoti analizei (Kaiserio, Meyerio ir Olkino matas = 0,92; Bartleto sferiškumo testas χ2 (171) = 2097,25, p < 0,001). Tiriančiosios faktorinės analizės rezultatai atskleidė, kad du faktoriai geriausiai paaiškina duomenis (pirmasis faktorius paaiškina 53,53 % duomenų dispersijos, antrasis – 14,69 %).

4 lentelė
Bendra darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo bei darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalių faktorinė analizė

Teiginys

Faktoriaus svoris

1 faktorius

2 faktorius

DŠPS–1

0,763

 

DŠPS–2

0,913

 

DŠPS–3

0,961

 

DŠPS–4

0,983

 

DŠPS–5

0,852

 

DŠPS–6

0,572

 

DŠPS–7

0,860

 

DŠPS–8

0,876

 

DŠPS–9

0,813

 

DŠPS–10

0,818

 

DŠP–1

0,397

 

DŠP–2

0,376

 

DŠP–3

 

0,386

DŠP–4

 

0,846

DŠP–5

 

0,791

DŠP–6

 

0,803

DŠP–7

 

0,759

DŠP–8

 

0,755

DŠP–9

 

0,814

Pastaba. DŠPS – darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas; DŠP – darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas.

Papildomos tiriančiosios faktorinės analizės rezultatai atskleidė, kad du darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo teiginiai yra labiau susiję su darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu ir pirmuoju faktoriumi, tačiau abiejų teiginių faktoriniai svoriai yra itin maži. Taip pat pastebėta, kad trys pirmieji darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalės teiginiai, skirti vertinti vystymosi dimensiją, yra menkai paaiškinantys faktorių.

Pirminiai patvirtinančiosios faktorinės analizės rezultatai atskleidė, kad duomenys tinkamai nepaaiškina vieno faktoriaus modelio (χ2 (35) = 114,15, p < 0,01, CFI = 0,94, TLI = 0,91, RMSEA = 0,14). Siekiant patobulinti modelį, buvo atliekamos modelio modifikacijos. Iš viso įtrauktos 5 kovariacijos tarp teiginių liekamųjų paklaidų (žr. 1-ą paveikslą). Siūlomos modelio modifikacijos parodo, kiek gali sumažėti chi kvadrato
reikšmė į vertinamą modelį įtraukus papildomą ryšį tarp kintamųjų ar įtraukiant tam tikrus suvaržymus (Mueller & Hancock, 2008).

1 paveikslas
Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės patvirtinančioji faktorinė analizė ir standartizuoti regresijos koeficientai

77121.png 

Pastaba. DŠPS – darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas kartu su skalės teiginio eilės numeriu.

Atlikus modelio modifikacijas pagerėjo modelio tinkamumas turimiems duomenims. Gauta, kad duomenys gerai paaiškina vieno faktoriaus struktūrą (χ2 (30) = 49,74, p = 0,01, CFI = 0,98, TLI = 0,98, RMSEA = 0,08). Gauti tyrimo Nr. 2 rezultatai patvirtino hipotezę Nr. 3.

Rezultatų aptarimas

Antrojo tyrimo rezultatai atskleidė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškoji versija pasižymi itin aukštu vidiniu suderinamumu. Rezultatai taip pat patvirtino darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės konvergentinį validumą. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalė teigiamai susijusi su bendru darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu ir visomis darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo dimensijomis. Taigi Lietuvoje užfiksuoti rezultatai patvirtina užsienio tyrėjų rezultatus (Heskiau & McCarthy, 2020; Heskiau, 2017). Galiausiai, tiriančioji ir patvirtinančioji faktorinės analizės patvirtino vienfaktorinę darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškosios versijos struktūrą. Antrojo tyrimo rezultatai atskleidė, kad visų skalės teiginių svoriai yra didesni nei 0,7 ir yra tinkami paaiškinti bendrą reiškinį. Vis dėlto tiek pirmojo, tiek antrojo tyrimų rezultatai atskleidė, kad mažiausias faktoriaus svoris yra šeštojo skalės teiginio. O atlikta papildoma analizė atskleidė, kad du darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo teiginiai yra labiau susiję su darbo–šeimos praturtinimo saviveiksmingumo skale, tačiau faktoriniai teiginių svoriai yra itin maži. Papildoma analizė labiau atskleidė darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalės trūkumus nei darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės.

Atliktų dviejų skerspjūvio tyrimų tikslas buvo įvertinti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalės lietuviškosios versijos psichometrines charakteristikas. Visos keltos tyrimo hipotezės buvo patvirtintos. Abiejų atliktų tyrimų rezultatai atskleidžia, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo lietuviškoji versija pasižymi itin aukštu vidiniu suderinamumu (patvirtinta hipotezė Nr. 1). Dviejų tyrimų metu gauta, kad Cronbacho alfa koeficientas buvo 0,95 ir 0,96, atitinkamai pirmame ir antrame tyrimuose. Nors yra teigiama, kad aukštas vidinio suderinamumo koeficientas yra geras skalės patikimumo indikatorius, tačiau itin aukštas Cronbacho alfa koeficientas gali reikšti, kad įrankis turi perteklinių teiginių, kuriuos galima / reikia šalinti (Tavakol & Dennick, 2011; Terwee et al., 2007). Vis dėlto atlikta papildoma analizė tokių perteklinių teiginių neidentifikavo.

Dviejų tyrimų rezultatai patvirtino darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškosios versijos konvergentinį validumą. Kaip ir buvo tikėtasi, tyrimai atskleidė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra teigiamai susijęs su bendru darbo–šeimos vaidmenų praturtinimu, bendru saviveiksmingumu ir pasitenkinimu darbu, taip pat patvirtino skalės autorių rezultatus (Heskiau & McCarthy, 2020; Heskiau, 2017; patvirtintos hipotezės Nr. 2.1, 2.2 ir 2.3). Išsamesnė analizė atskleidė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas taip pat yra teigiamai vidutiniškai susijęs su darbo–šeimos praturtinimo dimensijomis: vystymosi, afektine ir kapitalo. Kartu, atsižvelgiant į darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo bei darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalių teorinį ir empirinį panašumą, buvo atlikta papildoma faktorinė analizė. Rezultatai atskleidė, kad du darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo teiginiai atsiduria darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo faktoriuje, tačiau jų faktorinis svoris yra itin mažas. Verta atsižvelgti į tai, jog darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas bei darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas yra susiję reiškiniai, nes pastarasis apibūdina asmens tikslą pasiekti / patirti pirmąjį reiškinį. Kaip ir buvo aptarta, darbo–šeimos vaidmenų praturtinimas apibūdina asmens suvokiamą patiriamą išteklių perkėlimo rezultatą, pavyzdžiui, kad iš darbo į šeimą perkelti ištekliai padeda asmeniui būti geresniu šeimos nariu. O darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumas apibūdina asmens įsitikinimą, kad jis pats geba perkelti išteklius iš darbo į šeimą ir vice versa ir patirti praturtinimo rezultatą. Tyrimų metu gauti rezultatai atskleidžia, kad šie reiškiniai yra glaudžiai susiję, tačiau jiems matuoti skirti įrankiai iš esmės matuoja skirtingus reiškinius.

Galiausiai tyrimų rezultatai atskleidė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškoji versija yra viendimensė, susidedanti iš vieno faktoriaus, ir duomenys geriausiai paaiškina būtent šį modelį (patvirtinta hipotezė Nr. 3). Atliekant patvirtinančiąją faktorinę analizę buvo atliktos 5 modelio modifikacijos, nubrėžus papildomas kovariacijas tarp teiginių liekamųjų paklaidų. Kovariacijų nubrėžimas padėjo pagerinti modelį ir modelio tinkamumą duomenims. Visgi, atsižvelgiant į itin aukštą darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo lietuviškosios versijos vidinį suderinamumą, pašalinus vieną ar daugiau teiginių, struktūrinį validumą rekomenduojama vertinti pakartotinai.

Tyrimų metu neišvengta ir ribotumų. Nebuvo atliktas pakartotinis matavimas, kuris leistų įvertinti skalės patikimumą bėgant laikui. Taip pat abiejų tyrimų dalyvių grupės nebuvo reprezentatyvios lyties atžvilgiu. Galiausiai, rezultatai turėtų būti vertinami su atsarga dėl patogiosios imties sudarymo taikymo abiejų tyrimų metu ir statistinės tyrimo galios.

Ateities tyrimuose rekomenduojama taip pat tirti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo ryšį su darbo–šeimos vaidmenų konfliktu. Tokio pobūdžio tyrimas leistų įvertinti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės diskriminantinį validumą, nes teoriškai šie reiškiniai turėtų būti susiję neigiamai (pavyzdžiui, Oren & Levin, 2017; Sarwar et al., 2021). Taip pat rekomenduojama atlikti išsamesnį darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalės psichometrinių charakteristikų vertinimą, nes gauti tyrimo Nr. 2 rezultatai atskleidė, kad darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo skalės vystymosi dimensijos teiginių faktorių svoriai yra itin maži. Galiausiai praktikams rekomenduojama daugiau dėmesio skirti darbo–šeimos vaidmenų praturtinimui, kuris yra susijęs su daugiau pozityvių pasekmių asmeniui, šeimai ir organizacijai. Taip pat, remiantis užsienio tyrėjų gautais rezultatais, darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo galima mokyti, todėl tai gali tapti nauja svarbia intervencine priemone, skatinančia pozityvesnę darbo–šeimos vaidmenų sąveiką.

Išvados

1. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškoji versija pasižymi aukštu vidiniu suderinamumu.

2. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškoji versija pasižymi tinkamu konvergentiniu ir struktūriniu validumu.

3. Darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo saviveiksmingumo skalės lietuviškąją versiją galima naudoti tolesniems darbo–šeimos vaidmenų praturtinimo tyrimams.

Literatūra

Allen, T. D., & Martin, A. (2017). The work-family interface: A retrospective look at 20 years of research in JOHP. Journal of Occupational Health Psychology, 22(3), 259–272. https://doi.org/10.1037/ocp0000065

Bandura, A. (1983). Self-efficacy determinants of anticipated fears and calamities. Journal of Personality and Social Psychology, 45(2), 464–469. https://doi.org/10.1037/0022-3514.45.2.464

Bujang, M. A., Ghani, P. A., Soelar, S. A., & Zulkifli, N. A. (2012). Sample Size Guideline for Exploratory Factor Analysis when Using Small Sample: Taking into Considerations of Different Measurement Scales. In 2012 International Conference on Statistics in Science, Business and Engineering (ICSSBE) (pp. 1–5). https://doi.org/10.1109/icssbe.2012.6396605

Carlson, D. S., Kacmar, K. M., Wayne, J. H., & Grzywacz, J. G. (2006). Measuring the positive side of the work–family interface: Development and validation of a work–family enrichment scale. Journal of Vocational Behavior, 68(1), 131–164. https://doi.org/10.1016/j.jvb.2005.02.002

Carlson, D. S., Thompson, M. J., Crawford, W. S., & Kacmar, K. M. (2019). Spillover and crossover of work resources: A test of the positive flow of resources through work–family enrichment. Journal of Organizational Behavior, 40(6), 709–722. https://doi.org/10.1002/job.2363

Chan, X. W., Kalliath, T., Brough, P., Siu, O. L., O’Driscoll, M. P., & Timms, C. (2016). Work–family enrichment and satisfaction: The mediating role of self-efficacy and worklife balance. The International Journal of Human Resource Management, 27(15), 1755–1776. https://doi.org/10.1080/09585192.2015.1075574

Chhetri, S. B. (2019). Predictors and outcomes of work-family enrichment: An empirical study of married private school teachers. IUP Journal of Organizational Behavior, 18(3), 63–89.

Čekanavičius, V. ir Murauskas, G. (2002). Statistika ir jos taikymai. II. Vilnius: TEV.

Daniel, S., & Sonnentag, S. (2016). Crossing the borders: The relationship between boundary management, work–family enrichment and job satisfaction. The International Journal of Human Resource Management, 27(4), 407–426. https://doi.org/10.1080/09585192.2015.1020826

De Klerk, M., Nel, J. A., Marais, E., & De Beer, L. (2014). The antecedents and outcomes of work-family enrichment amongst female workers. SA Journal of Industrial Psychology, 40(1), 1–14. http://doi.org/10.4102/sajip.v40i1.1186

Demerouti, E., Peeters, M. C., & van der Heijden, B. I. (2012). Work–family interface from a life and career stage perspective: The role of demands and resources. International Journal of Psychology, 47(4), 241–258. https://doi.org/10.1080/00207594.2012.699055

Dolbier, C. L., Webster, J. A., McCalister, K. T., Mallon, M. W., & Steinhardt, M. A. (2005). Reliability and validity of a single-item measure of job satisfaction. American Journal of Health Promotion, 19(3), 194–198. https://doi.org/10.4278/0890-1171-19.3.194

Fakunmoju, S. B. (2020). Validity of single-item versus multiple-item job satisfaction measures in predicting life: Satisfaction and turnover intention. Asia-Pacific Journal of Management Research and Innovation, 16(3), 210–228. https://doi.org/10.1177/2319510X21997724

Gayathri, N., & Karthikeyan, P. (2016). The role of self-efficacy and social support in improving life satisfaction: The mediating role of work–family enrichment. Zeitschrift für Psychologie, 224(1), 25–33. https://doi.org/10.1027/2151-2604/a000235

Grawitch, M. J., & Barber, L. K. (2010). Work flexibility or nonwork support? Theoretical and empirical distinctions for work–life initiatives. Consulting Psychology Journal: Practice and Research, 62(3), 169–188. https://doi.org/10.1037/a0020591

Greenhaus, J. H., & Powell, G. N. (2006). When work and family are allies: A theory of work-family enrichment. Academy of Management Review, 31(1), 72–92. https://doi.org/10.2307/20159186

Hennessy, K. D., & Lent, R. W. (2008). Self-efficacy for managing work–family conflict: Validating the english language version of a hebrew scale. Journal of Career Assessment, 16(3), 370–383. https://doi.org/10.1177/1069072708317383

Heskiau, R. (2017). Work-Family Enrichment Training: Promoting Transferability of Resources across Life Domains. [Doctoral thesis, University of Toronto]. University of Toronto Research Repository. https://hdl.handle.net/1807/80800

Heskiau, R., & McCarthy, J. M. (2020). A work–family enrichment intervention: Transferring resources across life domains. Journal of Applied Psychology, 13–24. https://doi.org/10.1037/apl0000833

Judge, T. A., Locke, E. A., Durham, C. C., & Kluger, A. N. (1998). Dispositional effects on job and life satisfaction: The role of core evaluations. Journal of Applied Psychology, 83(1), 17–34. https://doi.org/10.1037/0021-9010.83.1.17

Kacmar, K. M., Crawford, W. S., Carlson, D. S., Ferguson, M., & Whitten, D. (2014). A short and valid measure of work–family enrichment. Journal of Occupational Health Psychology, 19(1), 32–45. https://doi.org/10.1037/a0035123

Kim, S. Y., Lee, J., Wester, S. R., & Fouad, N. (2020). Do “manly” men believe other men are happier? Social comparison, masculine norms, and positive work–family spillover. Psychology of Men & Masculinities, 21(2), 251–265. https://doi.org/10.1037/men0000226

Kyriazos, T. A. (2018). Applied psychometrics: Sample size and sample power considerations in factor analysis (EFA, CFA) and SEM in general. Psychology, 9(8), 2207–2230. http://doi.org/10.4236/psych.2018.98126

Lapierre, L. M., Li, Y., Kwan, H. K., Greenhaus, J. H., DiRenzo, M. S., & Shao, P. (2018). A meta-analysis of the antecedents of work–family enrichment. Journal of Organizational Behavior, 39(4), 385–401. https://doi.org/10.1002/job.2234

Liu, H., Song, G., & Wang, D. (2011). The influence of self-efficacy on flight dispatchers’ stressor-strain relationships. Social Behavior and Personality: An International Journal, 39(6), 839–850. https://doi.org/10.2224/sbp.2011.39.6.839

MacCallum, R. C., Widaman, K. F., Zhang, S., & Hong, S. (1999). Sample size in factor analysis. Psychological Methods, 4(1), 84–99. https://doi.org/10.1037/1082-989X.4.1.84

MacCallum, R. C., Widaman, K. F., Preacher, K. J., & Hong, S. (2001). Sample size in factor analysis: The role of model error. Multivariate Behavioral Research, 36(4), 611–637. https://doi.org/10.1207/S15327906MBR3604_06

Matapurkar, R., & Bhargava, S. (2019). Work-family enrichment: A unique dyadic experience. Journal of Management Research (09725814), 19(1), 75–94. http://doi.org/10.1080/02678373.2014.1003997

Mauno, S., De Cuyper, N., Kinnunen, U., Ruokolainen, M., Rantanen, J., & Mäkikangas, A. (2015). The prospective effects of work–family conflict and enrichment on job exhaustion and turnover intentions: Comparing long-term temporary vs. permanent workers across three waves. Work & Stress, 29(1), 75–94. https://doi.org/10.1080/02678373.2014.1003997

Mazerolle, S. M., Eason, C. M., & Goodman, A. (2018). An examination of relationships among resiliency, hardiness, affectivity, and work-life balance in collegiate athletic trainers. Journal of Athletic Training, 53(8), 788–795. https://doi.org/10.4085%2F1062-6050-311-17

McNall, L. A., Nicklin, J. M., & Masuda, A. D. (2010). A meta-analytic review of the consequences associated with work–family enrichment. Journal of Business and Psychology, 25(3), 381–396. https://doi.org/10.1007/s10869-009-9141-1

Mueller, R. O., & Hancock, G. R. (2008). Best Practices in Structural Equation Modeling. In J. Osborn (Ed.), Best Practices in Quantitative Methods (pp. 488–508). SAGE Publications, Inc. https://dx.doi.org/10.4135/9781412995627.d38

Oren, L., & Levin, L. (2017). Work-family conflict/enrichment: The role of personal resources. International Journal of Manpower, 38(8), 1102–1113. https://doi.org/10.1108/IJM-06-2014-0135

Sarwar, F., Panatik, S. A., Sukor, M. S. M., & Rusbadrol, N. (2021). A job demand–resource model of satisfaction with work–family balance among academic faculty: Mediating roles of psychological capital, work-to-family conflict, and enrichment. Sage Open, 11(2), 1–9. https://doi.org/10.1177/21582440211006142

Schwarzer, R., & Jerusalem, M. (1995). Generalized Self-Efficacy Scale. In J. Weinman, S. Wright, M. Johnston (Eds.), Measures in Health Psychology: A User’s Portfolio. Causal and Control Beliefs (pp. 35–37). NFER-NELSON.

Sieber, S. D. (1974). Toward a theory of role accumulation. American Sociological Review, 39(4), 567–578. https://doi.org/10.2307/2094422

Tavakol, M., & Dennick, R. (2011). Making sense of Cronbach’s alpha. International Journal of Medical Education, 2, 53–55. https://doi.org/10.5116/ijme.4dfb.8dfd

ten Brummelhuis, L. L., & Bakker, A. B. (2012). A resource perspective on the work–home interface: The work–home resources model. American Psychologist, 67(7), 545–556. https://doi.org/10.1037/a0027974

Terwee, C. B., Bot, S. D., de Boer, M. R., van der Windt, D. A., Knol, D. L., Dekker, J., ..., de Vet, H. C. (2007). Quality criteria were proposed for measurement properties of health status questionnaires. Journal of Clinical Epidemiology, 60(1), 34–42. https://doi.org/10.1016/j.jclinepi.2006.03.012

Vadivukkarasi, S., & Ganesan, P. (2015). Relationship between bi-direction of work family enrichment on work-family outcomes. Global Management Review, 10(1), 52–62. http://doi.org/10.1177/008124631104100106

Vaziri, H., Casper, W. J., Wayne, J. H., & Matthews, R. A. (2020). Changes to the work–family interface during the COVID-19 pandemic: Examining predictors and implications using latent transition analysis. Journal of Applied Psychology, 105(10), 1073–1087. https://doi.org/10.1037/apl0000819

Vieira, J. M., Matias, M., Lopez, F. G., & Matos, P. M. (2016). Relationships between work–family dynamics and parenting experiences: A dyadic analysis of dual-earner couples. Work & Stress, 30(3), 243–261. https://doi.org/10.1080/02678373.2016.1211772

Wayne, J. H., Grzywacz, J. G., Carlson, D. S., & Kacmar, K. M. (2007). Work–family facilitation: A theoretical explanation and model of primary antecedents and consequences. Human Resource Management Review, 17(1), 63–76. https://doi.org/10.1016/j.hrmr.2007.01.002

Wilde, N., & Hsu, A. (2019). The influence of general self-efficacy on the interpretation of vicarious experience information within online learning. International Journal of Educational Technology in Higher Education, 16(1), 1–20. https://doi.org/10.1186/s41239-019-0158-x