Validácia slovenskej verzie nástroja pracovnej spokojnosti – McCloskey/Mueller Satisfaction Scale

Elena Gurková*, Mária Sováriová Soósová**, Katarína Žiaková*, Radka Šerfelová*, Janka Vadkertiová***, Mária Zamboriová**

* Univerzita Komenského v Bratislave, Jesseniova lekárska fakulta v Martine, Ústav ošetrovateľstva
** Univerzita Pavla Jozefa Šafárika v Košiciach, Lekárska fakulta, Ústav ošetrovateľstva
*** Univerzitná nemocnica v Martine

Abstract

GURKOVÁ, E. – SOVÁRIOVÁ SOÓSOVÁ, M. – ŽIAKOVÁ, K. – ŠERFELOVÁ, R. – VADKERTIOVÁ, J. – ZAMBORIOVÁ, M. Validation of Slovak version of the McCloskey/Mueller satisfaction scale. In Ošetrovateľstvo: teória, výskum, vzdelávanie [online], 2012, vol. 2, no. 3, pp. 87-95. Available on: https://www.osetrovatelstvo.eu/archiv/2012-rocnik-2/cislo-3/validacia-slovenskej-verzie-nastroja-pracovnej-spokojnosti-mccloskey-mueller-satisfaction-scale.

Aim: The McCloskey/Mueller Satisfaction Scale is one instrument commonly used to measure nurse job satisfaction among nurses. The purpose of this paper is to describe the psychometric properties of the Slovak version of this instrument. We compared the factor structure of instrument with the original version (Mueller, McCloskey, 1990) as well as with the revised version (Tourangeau et al., 2006).

Methods: Data from a survey of 556 nurses from twenty eight hospitals were used to establish psychometric properties of the Slovak version. Dimensionality was tested using confirmatory and exploratory factor analyses. Reliability coefficients of the new factors and construct validity of Slovak version are reported.

Results: Exploratory factor analysis revealed a six-factor model with following subscales – satisfaction with social relationships and interactions; satisfaction with support from supervisor; satisfaction with scholarly and cooperation opportunities; satisfaction with scheduling; satisfaction with extrinsic rewards and satisfaction with balance of family and work. We excluded thirteen items from the original scale.

Conclusions: The Slovak version is conceptually consistent with original version (Mueller, McCloskey, 1990); has good construct validity. We identified low internal consistency in three subscales.

Keywords: McCloskey/Mueller Satisfaction Scale, Slovak version, job satisfaction of nurses, validation, factor analysis, reliability

Úvod

Pracovná spokojnosť sestier je v odbornej literatúre a výskumných štúdiách skúmaná buď ako výsledná premenná, alebo prediktor – faktor ovplyvňujúci ďalšie premenné. (Zjednodušene môžeme povedať, že je skúmaná ako závislá alebo nezávislá premenná). V prvom prípade sa práce zameriavajú na identifikáciu exogénnych (vek, vzdelanie, dĺžka praxe, platové ohodnotenie, odmeňovanie, pracovné podmienky) alebo endogénnych (psychická záťaž, rovnováha medzi prácou a rodinou, sociálna opora, stratégie zvládania záťaže) faktorov, ktoré významne ovplyvňujú pracovnú spokojnosť sestier (Curtis, 2007, s. 93). V druhom prípade je hodnotená ako faktor determinujúci výsledky na úrovni organizácie, akými sú napríklad retencia sestier na pracovisku, miera ich fluktuácie, produktivita a práceneschopnosť (Ellenbecker et al., 2008; Hayes et al., 2006; Lynn, Redman, 2005; Mueller, McCloskey, 1990).

Nárast záujmu o sledovanie pracovnej spokojnosti sestier súvisí nielen s potrebami konkrétnych zdravotníckych zariadení (napríklad v súvislosti s akreditáciou nemocníc), ale aj so sociálno-politickými aspektmi našej profesie, s ktorými sme v európskom kontexte konfrontovaní. Najvýznamnejšie problémy, ktoré zintenzívňujú záujem o danú problematiku, predstavujú  nedostatok sestier v kontexte štruktúrnych zmien zdravotnej starostlivosti, predčasný odchod sestier z profesie, ako aj migrácia sestier (Hasselhorn et al., 2005, s. 60).V Českej republike sú v poslednom desaťročí systematicky publikované výsledky autorského kolektívu Vévoda et al. (2005; 2010) zisťujúce priority faktorov pracovného prostredia všeobecných sestier v lôžkových zariadeniach a stupeň ich saturácie zamestnávateľom. Výsledky týchto výskumných aktivít potvrdzujú, že najvyššiu pracovnú hodnotu u českých sestier zohrávajú faktory, ako je mzda, starostlivosť o pacientov a istota pracovného miesta (Vévoda et al., 2010, s. 207).Výskumy, ktoré boli zrealizované na Slovensku, nezachytávajú reprezentatívnu vzorku sestier (napríklad Gurková et al., 2012a), alebo sa týkajú len špecifickej skupiny sestier (napríklad autorky Tabaková et al., 2009 sledovali pracovnú spokojnosť sestier v agentúrach domácej ošetrovateľskej starostlivosti). Medzinárodná štúdia The European Nurses’ Early Exit Study (známa ako The European NEXT-Study), realizovaná na vzorke 56 000 sestier z desiatich európskych krajín (vrátane Slovenska), zistila, že sestry z bývalých postkomunistických krajín uvádzali nízku pracovnú spokojnosť a horšie pracovné podmienky. Až 21 % sestier z týchto krajín uvažovalo o odchode pracovať do zahraničia (Hasselhorn et al., 2005, s. 19). Tieto výsledky potvrdzujú, že je u nás potrebné tejto problematike venovať väčšiu pozornosť i bez ohľadu na to, že platové ohodnotenie sestier sa stáva v posledných mesiacoch politickou témou rezonujúcou v celej spoločnosti.

Základným predpokladom získania relevantných výsledkov je použitie adekvátnej metodiky, resp. nástroja merania. Najčastejšie využívaným nástrojom merania pracovnej spokojnosti sestier je McCloskeyovej a Muellerova škála pracovnej spokojnosti sestier (McCloskey/Mueller Satisfaction Scale, ďalej MMSS) (Tourangeau et al., 2006). Ide o nástroj špecifický pre ošetrovateľskú profesiu, ktorý bol využívaný v medzinárodnom kontexte (Tang, 2003; Roberts et al., 2004; AbuAIRub et al. 2009; Wilkinson, Hite, 2001; Leung et al., 2007; Robertson et al., 1999). V našej práci sme sa zamerali na validáciu a testovanie psychometrických vlastností slovenskej verzie MMSS. Paralelne s naším výskumom prebiehalo aj testovanie jeho českej verzie (Gurková et al., 2012b).

Charakteristika MMSS

Aktuálna verzia MMSS vychádza z práce Muellera a McCloskeyovej z roku 1990 (Mueller, McCloskey, 1990). Pri konceptualizácii pracovnej spokojnosti autori vychádzali z Maslowovej a Burnsovej teórie motivácie (Tourangeau et al., 2006, s. 128). Nástroj obsahuje 31 položiek hodnotených na päťstupňovej Likertovej škále, zoskupených do ôsmich subškál – spokojnosť s vonkajšími odmenami; plánovanie a harmonogram práce; rovnováha medzi prácou a rodinou; vzťahy so spolupracovníkmi; interakcie na pracovisku; možnosti profesionálneho rastu; pochvala a uznanie; kontrola a zodpovednosť. Tri subškály – spokojnosť s vonkajšími odmenami, plánovanie/harmonogram práce a rovnováha medzi prácou a rodinou – autori širšie konceptualizovali ako doménu bezpečia (safety). Interakcie na pracovisku, vzťahy so spolupracovníkmi a podporu zo strany nadriadených konceptualizovali ako sociálne motivačné činitele pracovnej spokojnosti, možnosti profesionálneho rastu, pochvalu a uznanie a kontrolu a zodpovednosť (kompetencie) ako psychologické motivačné činitele (incentíva) pracovnej spokojnosti. Každá položka v MMSS je hodnotená na stupnici od 1 (úplná nespokojnosť) po 5 (úplná spokojnosť). Vypočítava sa skóre jednotlivých subškál a celkové skóre. Vyššie skóre indikuje vyššiu pracovnú spokojnosť. Vnútorná konzistencia nástroja (Cronbachova alfa) je pre každú z ôsmich subškál v rozsahu od 0,52 do 0,84; pre celkové skóre 0,89 (Mueller, McCloskey, 1990). V roku 2006 revidovali pôvodnú verziu kanadské autorky Tourangeau et al. (2006, s. 133) a navrhli jej novú sedemfaktorovú štruktúru s dvadsiatimi tromi položkami.

Ciele

Príspevok má charakter validačnej štúdie, ktorej cieľom bolo testovať psychometrické vlastnosti slovenskej verzie MMSS. V práci sme porovnávali štruktúru slovenskej verzie MMSS s jej pôvodnou verziou (McCloskey, Mueller, 1990) a neskoršou revidovanou verziou (Tourangeau et al., 2006). Taktiež sme zisťovali konštruktovú validitu nástroja prostredníctvom metódy známych skupín (known group approach). Na základe psychometrických vlastností (vnútorná konzistencia, faktorová štruktúra) slovenskej verzie sme formulovali odporúčania pre jej ďalšie použitie v našich podmienkach.

Súbor

Výskumný súbor tvorilo 556 sestier (543 žien, 9 mužov) pracujúcich na štandardných oddeleniach. ^[1] Respondenti boli do výskumného súboru vybraní na základe vopred stanovených kritérií a so zaručením anonymity. Do selektívneho súboru boli zaradení respondenti, ktorí splnili nasledujúce zaraďujúce kritéria: vek respondentov nad 21 rokov, pracovný pomer v zdravotníckom zariadení, ochota spoluprácovať. Respondenti boli zároveň uistení, že s vyplnením dotazníka nie sú spojené žiadne riziká. Výskum bol realizovaný od októbra 2011 do marca 2012. Distribuovaných bolo 563 dotazníkových setov. Návratnosť dotazníkov bola 98 %. Sedem dotazníkov bolo vylúčených zo štúdie pre neúplné vyplnenie demografických údajov. Sestry v našej vzorke pracovali v dvadsiatich ôsmich štátnych i neštátnych zdravotníckych lôžkových zariadeniach. Výskum spĺňa základné etické princípy kladené na výskum na ľudskom subjekte, bol schválený Etickou komisiou Jesseniovej lekárskej fakulty v Martine. Základné charakteristiky sestier našej výskumnej vzorky sú uvedené v tabuľke 1. Chýbajúce, nevyplnené údaje v demografických položkách sme nezaradili do analýzy. Chýbajúce (tzv. missing) dáta sa v demografických položkách pohybovali od 0,4 do 0, 7%.

Metodika

Východiskovými prácami pre náš výskum boli dve štúdie. Prvou bola štúdia autorov Mueller, McCloskey (1990), v ktorej boli testované vlastnosti originálnej verzie. Druhou bola práca kanadských autoriek (Tourangeau et al., 2006), ktorá sa zameriavala na revíziu originálnej verzie.

V prvom kroku sme získali oficiálny súhlas autorov s použitím MMSS pre účely tejto štúdie. V ďalšom kroku bol uskutočnený preklad dotazníka do slovenského jazyka. Ten bol zrealizovaný dvoma nezávislými prekladmi, z ktorých bola vytvorená výsledná verzia. Tá bola následne spätne preložená do anglického jazyka a porovnávaná s originálnou verziou. Položky neboli modifikované, iba položku týkajúcu sa materskej dovolenky sme rozšírili o rodičovskú dovolenku. Dĺžka rodičovskej dovolenky môže u sestier viac varírovať v porovnaní s materskou dovolenkou. Taktiež môže byť z hľadiska rozhodovania sa do návratu sestier do práce dôležitejšia ako materská dovolenka. Z uvedeného dôvodu sme teda túto položku doplnili o rodičovskú dovolenku. Po vytvorení slovenskej verzie nasledovalo testovanie jej psychometrických vlastností. Psychometrická analýza MMSS bola realizovaná z aspektu analýzy reliability a faktorovej analýzy. Faktorová analýza (extrakcia faktorov, rotácia, interpretácia, pomenovanie) bola na položkových údajoch MMSS realizovaná s cieľom identifikovania redukovaného počtu spoločných faktorov. Vo všeobecnosti platí, že extrahované faktory získané exploratívnou faktorovou analýzou môžeme považovať za jasné, spoľahlivé a relevantné, ak pomer počtu respondentov k počtu premenných v analyzovanej škále (subject ratio) je minimálne 5 : 1, t. j. respondentov je minimálne päťkrát viac ako premenných (položiek škály). Vzhľadom na uvedené, vzorka 556 sestier spĺňa kritérium pre adekvátnu veľkosť pre validačnú štúdiu. Pred faktorovou analýzou sme pomocou miery šikmosti (skewness) zisťovali normalitu v rozložení dát. Významnosť normálnych a parciálnych korelácií položiek sme sledovali prostredníctvom Keiserovho–Meyerovho–Olkinovho (ďalej KMO) testu a Bartlettovho testu sféricity. Na extrakciu faktorov bola použitá v prvom kroku konfirmačná a v druhom kroku exploračná faktorová analýza. Konfirmačná faktorová analýza bola vykonaná v súlade s vyššie uvedenými dvoma štúdiami (Mueller, McCloskey, 1990; Tourangeau et al., 2006). V prvom kroku sme prostredníctvom analýzy hlavných komponentov (Principal Component Analysis, ďalej PCA) s varimaxovou rotáciou potvrdzovali dimenzionalitu slovenskej verzie MMSS. Keďže táto faktorová analýza nepotvrdila osemfaktorové riešenie v revidovanej štúdii (Tourangeau et al., 2006), v druhom kroku sme zrealizovali exploračnú faktorovú analýzu s cieľom vysvetliť štruktúru slovenskej verzie MMSS. Zaraďovanie položiek do extrahovaných faktorov bolo usmerňované tromi kritériami, ktoré použili vo svojej práci kanadské autorky Tourangeau et al. (2006):

• faktorové nabitie položiek (koeficienty nasýtenia, tzv. factor loaadings) museli dosahovať minimálne hodnotu 0,5;
• pre získanie presnej faktorovej štruktúry boli z faktora vyraďované položky, ktoré dosahovali minimálne v dvoch položkách hodnoty nasýtenia ≥ 0,3;
• zaraďovanie položky do faktoru dáva z konceptuálneho hľadiska význam a umožňuje interpretáciu, charakteristiku faktora. Z uvedeného dôvodu sa z faktora vyraďujú položky, ktoré sú konceptuálne neakceptovateľné (Tourangeau, McGilton, 2004, s. 189).

V rámci reliability výskumného nastroja sme zisťovali vnútornú konzistenciu nástroja prostredníctvom výpočtu Cronbachovho alfa koeficientu (α_c) v pôvodných 8 škálach, ako aj v nových škálach extrahovaných exploračnou faktorovou analýzou.

Taktiež sme zisťovali konštruktovú validitu nástroja prostredníctvom metódy známych skupín (known group approach). V tejto časti sme zisťovali, či potvrdíme výsledky, ktoré boli už zistené v predchádzajúcich výskumoch (Larrabee et al., 2001; Hayes et al., 2006). Pracovná spokojnosť predstavuje významný prediktor zotrvania, retencie sestier na pracovisku. V našom výskume sme predpokladali, že slovenská verzia MMSS má dobrú konštruktovú validitu, ak sa celkové skóre MMSS (teda pracovná spokojnosť) bude negatívne spájať s úvahami sestier odísť zo súčasného pracoviska, z profesie sestry a úvahami odísť pracovať do zahraničia. Frekvenciu úvah odchodu zo súčasného pracoviska, z profesie sestry, ako aj frekvenciu úvah odísť pracovať do zahraničia sme zisťovali na päťstupňovej škále od 0 (nikdy) do 4 (veľmi často). Rozdiely pracovnej spokojnosti z hľadiska výskytu úvah (áno/nie) sme zisťovali jednorozmernou analýzou rozptylu (ANOVA). Na zistenie závislosti medzi frekvenciou výskytu vyššie uvedených úvah (nikdy – veľmi často) a pracovnou spokojnosťou sestier sme použili Pearsonov korelačný koeficient. Na štatistické spracovanie dát bol použitý štatistický software pre sociálne vedy – SPSS verzia 17, SPSS Inc. Chicago, USA. Chýbajúce, nevyplnené údaje v dotazníkových položkách sme nezaradili do analýzy. Z uvedeného dôvodu sme do testovania konštruktovej validity zaradili len 517 respondentov (40 respondentov nevyplnilo jednu alebo viac položiek MMSS alebo plánov odchodu z profesie, pracoviska a práce v zahraničí). Chýbajúce (tzv. missing) dáta sa v jednotlivých položkách MMSS pohybovali od 0,2 do 3,4 %.

Výsledky

Potvrdili sme normálne rozloženie dát (hodnoty skewness boli £ 1). Výsledky testu KMO boli uspokojivé (KMO = 0,88) a Bartlettov test sféricity bol štatisticky významný (p = 0,00). Na základe splnenia týchto troch predpokladov sme mohli prejsť ku konfirmačnej a následne exploračnej faktorovej analýze.

Konfirmačná faktorová analýza

Vlastné hodnoty (eigenvalue) boli ≥ 1 iba pri prvých siedmich faktoroch, v ôsmom faktore bola eigenvalue 0,99. Osem faktorov vysvetľovalo 60,29 % variability pôvodných premenných (položiek MMSS) v skúmanom súbore. Rozptyl extrahovaný pomocou faktora 1 bol najvyšší (vlastná hodnota 8,48) a tento faktor vysvetľoval aj najväčšiu časť variability premenných (10,53 %). Dvadsaťpäť položiek MMSS malo faktorové nabitie ≥ 0,5. Šesť položiek malo hodnoty menšie ako 0,5. Išlo o nasledujúce položky: spokojnosť s dĺžkou pracovného času; kompenzáciou za prácu cez víkendy; možnosťou pracovať na čiastočný úväzok; priamym nadriadeným; interdisciplinárnou spoluprácou; kontrolou nad dianím na pracovisku. Tieto položky sme vyraďovali z nástroja. V druhom kroku sme vyraďovali tie, ktoré mali koeficienty nasýtenia minimálne v dvoch položkách ≥ 0,3 (tzv. double-loaded items). Dvakrát sýtené položky sme zaznamenali v ôsmich položkách. Išlo o tieto (dvakrát sýtené) položky: spokojnosť s flexibilitou pracovného času; spokojnosť so vzťahmi so sestrami; s lekármi; spokojnosť s možnosťou zapájať sa do ošetrovateľského výskumu; s uznaním od nadriadeného; mierou povzbudenia a pozitívnej spätnej väzby; s možnosťou kariérneho postupu; s možnosťou ovplyvňovať pracovné podmienky.

Exploračná faktorová analýza

Konfirmačná analýza nekopírovala uspokojujúcu osemfaktorovú štruktúru MMSS. V druhom kroku sme prostredníctvom PCA extrahovali sedem faktorov, ktoré mali vlastné hodnoty ≥ 1 (tab. 2). Sedemfaktorvé riešenie vysvetľovalo 57,08 % variability pôvodných premenných (položiek MMSS) v skúmanom súbore. Dvadsaťpäť položiek MMSS malo faktorové nabitie ≥ 0,5. Šesť položiek malo hodnoty menšie ako 0,5. Išlo o nasledujúce položky: spokojnosť s pracovným časom; s flexibilitou pracovného času; s kompenzáciou za odpracované víkendy; s možnosťou pracovať na čiastočný úväzok; s nadriadeným; možnosťou kariérneho postupu. Tieto položky sme vyraďovali z nástroja. V druhom kroku sme vyraďovali tie, ktoré mali koeficienty nasýtenia minimálne v dvoch položkách ≥ 0,3 (tzv. double-loaded items). Dvakrát sýtené položky sme zaznamenali až v ôsmich položkách. Išlo o tieto (dvakrát sýtené) položky: spokojnosť so sociálnymi výhodami; spokojnosť s možnosťou dostať sa do výborov inštitúcie; spokojnosť s uznaním od kolegov; s mierou povzbudenia a pozitívnej spätnej väzby; s kontrolou nad dianím na pracovisku; s mierou zodpovednosti a kompetencií; ovplyvňovaním pracovných podmienok a spoluúčasťou na organizačných rozhodnutiach. Na základe výsledkov exploračnej faktorovej analýzy môžeme konštatovať, že revidovaná štruktúra slovenskej verzie MMSS má šesť faktorov dostatočne sýtenými sedemnástimi položkami:

• Faktor 1: sociálne a interakčné možnosti (s piatimi položkami – vzťahy so setrami, vzťahy s lekármi, metóda ošetrovateľskej starostlivosti, sociálne kontakty na pracovisku, sociálne kontakty mimo pracoviska);
• Faktor 2: vzťahy s nadriadeným (tvorený iba jednou položkou – uznanie od nadriadených), nasýtenie položky 13 (spokojnosť so vzťahmi s nadriadeným) bolo hraničné;
• Faktor 3: možnosti pre odborný rast (so štyrmi položkami – interdisciplinárna spolupráca, spolupráca s fakultou ošetrovateľstva, možnosti zapojenia vo výskume a publikovania);
• Faktor 4: plánovanie a harmonogram práce (s tromi položkami – možnosť pracovať viac dní za sebou, voľné víkendy v mesiaci, flexibilita pri plánovaní víkendov);
• Faktor 5: kontrola a zodpovednosť, položky vyradené pre nízke koeficienty nasýtenia a dvojité sýtenie;
• Faktor 6: vonkajšie ohodnotenie (s dvomi položkami – plat a dovolenka);
• Faktor 7: rovnováha medzi prácou a rodinou (s dvomi položkami – dĺžka materskej/ rodičovskej dovolenky, zariadenia na podporu starostlivosti o deti).

Rozptyl extrahovaný pomocou faktora 1 zostal najvyšší (vlastná hodnota 8,48) a tento faktor znova vysvetľoval najväčšiu časť variability (10,70 %) a bol tvorený položkami dvoch pôvodných škál „vzťahy a interakcie s kolegami“; faktor 2 vysvetľoval 9,57 % variability, faktor 3 vysvetľoval 9,10 %, faktor 4 vysvetľoval 8,46 %, faktor 5 vysvetľoval 7,44 %, faktor 6 vysvetľoval 6,76 % a faktor 7 vysvetľoval 5,07 % variability.

Pre prehľadnosť v tabuľke uvádzame hodnoty koeficientov nasýtenia nad 0,30. Hrubým sú označené nevyradené položky – teda tie, ktoré majú koeficienty nasýtenia nad 0,5 a ktoré sú bez dvojitého sýtenia.

^*položka s dvojitým sýtením – to znamená, že v jednom faktore má koeficient nasýtenia vyšší ako 0,5 a v druhom vyšší ako 0,3.

Reliabilita MMSS

Vnútorná konzistencia originálnej verzie (Cronbachova alfa) je pre každú z ôsmich subškál v rozsahu od 0,52 do 0,84; pre celkové skóre 0,89 (Mueller, McCloskey, 1990, s. 113). V našej štúdii bola v rámci ôsmich subškál v rozsahu 0,53–0,82 konkrétne pre vonkajšie hodnotenie 0,59; plánovanie a harmonogram práce 0,76; rovnováha medzi rodinou a prácou 0,52; vzťahy so spolupracovníkmi 0,63; interakcie 0,77; možnosti pre výskum 0,75; pochvala a uznanie od nadriadených a kolegov 0,77; kontrola a zodpovednosť 0,82 a Cronbachova alfa pre celkové skóre bola 0,91. Verzia vytvorená na základe exploračnej faktorovej analýzy so šiestimi subškálami mala Cronbachovu alfu (tab. 3) pre každú subškálu v rozsahu 0,53–0,79 a pre celkové skóre MMSS bola 0,83. Faktor 2 bol tvorený iba položkou č. 24 uznanie od nadriadených. Hodnota nasýtenia položky číslo 13 (spokojnosť so vzťahmi s nadriadeným) bola hraničná k hodnote 0,5 (dosahovala hodnotu 0,48). Tento faktor sme doplnili o túto položku z nasledujúcich dôvodov. Ako už bolo spomínané, hodnota nasýtenia tejto položky bola hraničná k hodnote 0,5 (dosahuje hodnotu 0,48). Reliabilita subškály s dvoma položkami (13; 24) bola 0,65. Cronbachova alfa slovenskej verzie MMSS s touto položkou bola 0,84. Ak ju odstránime z osemnásťpložkovej škály, tak sa znížila na 0,83.

Konštruktová validita

Konštruktová validita slovenskej verzie so šiestimi subškálami a osemnástimi položkami bola posudzovaná prostredníctvom metódy známych skupín. V prvom kroku sme pomocou testu ANOVA zisťovali rozdiely v celkovom skóre MMSS z hľadiska výskytu úvah odísť z pracoviska, profesie a do zahraničia. Úvahy o zmene pracoviska, možnosti opustiť profesiu sestry alebo odísť pracovať do zahraničia sa signifikantne spájali s nižšou pracovnou spokojnosťou (tab. 4). Čím bola pracovná spokojnosť nižšia, tým sestry častejšie uvažovali o zmene pracoviska (r = -0,284), o opustení profesie (r = -0,295) i o odchode do zahraničia (r = -0,180). Korelácie boli vo všetkých troch prípadoch signifikantné na hladine p = 0,000.

Diskusia

Prostredníctvom exploračnej faktorovej analýzy sme identifikovali sedem faktorov s vlastnými hodnotami nad 1. Prvý faktor (F1) sme pomenovali ako sociálne vzťahy a interakcie. Obsahuje položky z dvoch pôvodných subškál MMSS (dve položky č. 14 a 15 zo subškály vzťahy so spolupracovníkmi a tri položky č. 16–18 zo subškály možnosti interakcie) originálnej verzie MMSS (Mueller, McCloskey, 1990). Tourangeau et al. (2006, s. 133) vo svojej štúdii rovnako identifikovali nový faktor „spokojnosť so sociálnymi a interakčnými možnosťami‘‘, kde zaradili položky č. 17–19. Položky č. 14, 15, 25 zaradili do faktora, ktorý nazvali vzťahy s kolegami. V našej práci sme zlúčili vzťahy a interakcie, pretože sú dostatočne sýtené prvým faktorom.

Faktor 2 (F2) sa vzťahuje k subškále pochvala a uznanie v originálnej verzii (Mueller, McCloskey, 1990). Z tohto faktora sme pre dvojité sýtenie museli vyradiť položky č. 25 a 26 (uznanie od kolegov, miera pozitívnej spätnej väzby). Položku č. 13 (spokojnosť so vzťahmi s nadriadeným) sme vyradili z faktora pre nedostatočné sýtenie. V F2 tak zostala len jedna položka č. 24 uznanie od nadriadených. Z tohto dôvodu sme nehodnotili vnútornú konzistenciu tejto subškály (kvôli jednej položke to nebolo relevantné). Otázne zostáva, či v slovenskej verzii ponechať len túto jednu položku. Navrhujeme ponechať dve položky číslo 13 a 24, a to z nasledujúcich dôvodov. Hodnota nasýtenia v položke č. 13 je hraničná k hodnote 0,5 (dosahuje hodnotu 0,48). Subškálu sýtenú novovzniknutým faktorom navrhujeme pomenovať ako podpora zo strany vedúceho pracovníka. Reliabilita subškály s dvoma položkami je 0,65. V tomto faktore sú zastúpené položky, ktoré sa týkajú predovšetkým vzťahov a podpory zo strany nadriadených. Cronbachova alfa slovenskej verzie MMSS s touto položkou je 0,84. Ak ju odstránime z osemnásťpložkovej škály, tak sa zníži na 0,83. Z uvedeného dôvodu ju odporúčame ponechať v slovenskej verzii. Hodnota Cronbachovej alfy bola v pôvodnej originálnej verzii 0,89 (Mueller, McCloskey, 1990). I napriek tomu, že sme z tejto verzie vyradili štrnásť položiek, vnútorná konzistencia výrazne neklesla a zostala nad hodnotou 0,8. Tourangeau et al. (2006, s. 133) identifikovali vo svojej exploračnej analýze nový faktor ‘‘spokojnosť s pracovnými podmienkami a podporou zo strany vedúcej sestry.‘‘ Tento faktor obsahoval položky č. 13; 22; 24; 29–31. V ich revidovanej verzii sa tak zlúčili dva faktory z pôvodnej verzie, a to konkrétne kontrola a zodpovednosť a pochvala a uznanie.

Taktiež sme identifikovali nový faktor (F3), ktorý sme nazvali možnosti pre výskum a odbornú spoluprácu. Obsahuje len tri položky z pôvodnej subškály možnosti profesionálneho rastu (č. 20, 27 a 28). Položky č. 27 a 28 sa vzťahujú k možnostiam výskumu a publikovania. Ďalšie dve položky (č. 19 a 20) k možnostiam spolupráce s fakultou ošetrovateľstva a interdisciplinárnej spolupráce. Položka č. 19 je v originálnej verzii v subškále možnosti pre interakciu (Mueller, McCloskey, 1990). F3 vysvetľuje pomerne vysoké percento variability (9,09 %). V revidovanej verzie Tourangeau et al. (2006, s. 133), ako aj vo faktorovej analýze českej verzie MMSS autori v exploračnej analýze identifikovali nový faktor – možnosti pre výskum. Obsahoval len dve položky z pôvodnej subškály možnosti profesionálneho rastu (27; 28).

Faktor 4 (F4) týkajúci sa plánovania a harmonogramu práce bol sýtený len tromi položkami. V originálnej verzii (Mueller, McCloskey, 1990) je v tejto subškále šesť položiek. Položky č. 4, 5 a 10 (pracovný čas) boli vyradené pre sýtenie do 0,5.

Položky z faktora 5 (F5) sme museli všetky vyradiť pre dvojité alebo nedostatočné sýtenie. Je zaujímavé, že samostatná subškála kontrola a zodpovednosť nebola vytvorená ani na základe faktorovej analýzy Tourangeau et al. (2006, s. 133).

Faktor 6 (F6) vonkajšie ohodnotenie bol sýtený len dvoma položkami z originálnej (Mueller, McCloskey, 1990), ako aj z revidovanej verzie Tourangeau et al. (2006). Položka č. 3 (sociálne výhody) bola vyradená pre dvojité sýtenie.

V súlade s výsledkami faktorovej analýzy autoriek Tourangeau et al. (2006) bol faktor 7 (F7) týkajúci sa rovnováhy medzi prácou a rodinou sýtený len dvoma položkami. V originálnej verzii (Mueller, McCloskey, 1990) sú v tejto subškále tri položky. Položka č. 7 (možnosť pracovať na čiastočný úväzok) bola vyradená pre nedostatočné sýtenie.

V šiestich subškálach slovenskej verzie sú rovnako zastúpené tri oblasti z iniciálnych prác autorov (McCloskey, 1974). Dimenziu bezpečia reprezentujú tri faktory – plánovanie a harmonogram práce, vonkajšie ohodnotenie a rovnováha medzi prácou a rodinou. Sociálnu dimenziu tvorí faktor sociálne vzťahy a interakcie a psychologická dimenzia je zastúpená dvoma faktormi – podporou zo strany vedúceho pracovníka a možnosťami pre výskum a odbornú spoluprácu. Faktory reprezentujúce dimenziu bezpečnosti spolu vysvetľujú najviac, cca 21 % variability; na druhom mieste sú psychologické motivačné činitele. Faktory patriace do tejto oblasti spoločne vysvetľujú 18,66 % variability. Sociálna oblasť vysvetľovala 10,70 % variability premenných. Faktory, motivačné činitele bezpečia tak vysvetľujú najvyššiu variabilitu v pracovnej spokojnosti. Tieto výsledky sú zhodné s výsledkami autoriek Tourangeau et al. (2006, s. 133). V pôvodnej verzii najvyššiu mieru variability vysvetľovali psychologické faktory (motivačné činitele). Šesťfaktorový model slovenskej verzie MMSS je tak konceptuálne konzistentný s pôvodnou verziou (Mueller, McCloskey, 1990). Rovnako vnútorná reliabilita šesťškálovej verzie MMSS klesla len veľmi mierne s hodnotami, ktoré boli zistené pre osemškálovú verziu. Jedným z vysvetľujúcich dôvodov môže byť nielen kultúrny, ale predovšetkým časový faktor. Pôvodná verzia bola vytvorená pred viac ako dvadsiatimi rokmi a bola testovaná na relatívne malej vzorke. V priebehu dvadsiatich rokov sa pracovné podmienky mohli radikálne zmeniť. Taktiež problémy, s ktorými sme konfrontovaní v rámci profesie sestier v podmienkach Slovenskej republiky, sa vzťahujú skôr k vonkajšiemu ohodnoteniu.

Tri subškály slovenskej verzie majú nízku hodnotu Cronbachovej alfy. Väčšinou ide o položky s menším počtom položiek (cca 2–3 položky v subškále). V osemfaktorovom modeli MMSS to boli subškály: vonkajšie ohodnotenie; rovnováha medzi rodinou a prácou a vzťahy so spolupracovníkmi. Nedostatočná reliabilita týchto subškál bola potvrdená v originálnej (Mueller, McCloskey, 1990), ako aj v revidovanej verzii MMSS Tourangeau et al. (2006). Tourangeau et al. (2006, s. 135) preto navrhujú prehodnotenie jednotlivých položiek a zakomponovanie nových. Uvedené autorky zistili pomerne nižšiu vnútornú konzistenciu subškály rovnováha medzi rodinou a prácou v porovnaní s našou štúdiou. Uvedené rozdiely podľa nášho názoru môžu súvisieť s tým, že položku týkajúcu sa materskej dovolenky sme rozšírili o rodičovskú dovolenku. Pri šesťfaktorovom modeli bola zistená nedostatočná reliabilita v subškálach: vonkajšie ohodnotenie, podpora zo strany vedúceho pracovníka, sociálne vzťahy a interakcie.

V našej práci sme potvrdili dobrú konštruktovú validitu slovenskej verzie so šiestimi subškálami a osemnástimi položkami, keďže sa potvrdil predpoklad, že nižšia pracovná spokojnosť sa bude negatívne spájať s úvahami sestier odísť zo súčasného pracoviska, z profesie sestry a úvahami odísť pracovať do zahraničia.

Záver

Na základe výsledkov exploračnej faktorovej analýzy slovenskej verzie MMSS navrhujeme jeho šesťfaktorový model s nasledujúcimi subškálami: sociálne vzťahy a interakcie; podpora zo strany vedúceho pracovníka; možnosti pre výskum a odbornú spoluprácu; plánovanie a harmonogram práce; vonkajšie ohodnotenie a rovnováha medzi prácou a rodinou. I napriek tomu, že sme z pôvodnej verzie vyradili štrnásť položiek, konceptuálne je slovenská verzia konzistentná s pôvodnou verziou, má dobrú vnútornú konzistenciu a konštruktovú validitu.

¹ Štyria respondenti nevyplnili kategóriu pohlavie, traja respondenti vek, deviati roky praxe, šiesti počet detí a rodinný stav neuviedli štyria respondenti.

Zoznam bibliografických odkazov

AbuAIRub, R.F. – OMARI, F.H. – AL-ZARU, I.M. 2009. Support, satisfaction and retention among Jordanian nurses in private and public hospitals. In International Nursing Review, 2009, vol. 56, no. 3, pp. 326–332.

CURTIS, E.A. 2007. Job satisfaction: a survey of nurses in the Republic of Ireland. In International Nursing Review, 2007, vol. 54, no. 1, pp. 92–99.

ELLENBECKER, C.H. – PORELL, F.W. – SAMIA, L. – BYLECKIE, J.J. – MILBURN, M. 2008. Predictors of home healthcare nurse retention. In Journal of Nursing Scholarship, 2008, vol. 40, no. 2, pp. 151–160.

GURKOVÁ, E. – ČÁP, J. – ŽIAKOVÁ, K. – ĎURIŠKOVÁ, M. 2012 a. Job satisfaction and emotional subjective well-being among Slovak nurses. In International Nursing Review, 2012, vol. 59, no. 1, pp. 94–100.

GURKOVÁ, E. – HAROKOVÁ, S. – ŽIAKOVÁ, K. 2012b. Psychometrické vlastnosti českej verzie nástroja pracovnej spokojnosti – McCloskey/Mueller Satisfaction Scale. In Ošetřovatelství a porodní asistence, 2012, roč. 3, č. 2, s. 375–383.

HASSELHORN, H.M. – TACKENBERG, P. – BUESHER, A. – SIMON, M. – KUEMMERLING, A. – MUELLER, B.H. 2005. Work and health of nurses in Europe results from the NEXT-Study. University of Wuppertal and University of Witten, Germany, 2005, 23 p.

HAYES, L.J. – O’BRIEN-PALLAS, L. – DUFFIELD, CH. – SHAMIAN, J. – BUCHAN, J. – HUGHES, F. – SPENCE LASCHINGER, H.K. – NORTH, N. – STONE, P.V. 2006. Nurse turnover: A literature review. In International Journal of Nursing Studies, 2006, vol. 43, no. 2, pp. 237–263.

LARRABEE, J.H. – JANNEY, M. – OSTROW, C.L. – WITHROW, M.L. – HOBBS, G.R. – BURANT, CH. 2001. Predicting Registered Nurse Job Satisfaction and Intent to Leave. In Journal of Health Economics, 2001, vol. 20, no. 5, pp. 677–701.

LEUNG, S.K. – SPURGEON, P.C. – CHEUNG, H.K. 2007. Job Satisfaction and Stress among Ward-based and Community-based Psychiatric Nurses. In Hong Kong Journal of Psychiatry, 2007, vol. 17, no. 2, pp. 45–54.

LYNN, M. – REDMAN, R. 2005. Faces of the nursing shortage: influences on staff nurses’ intentions to leave their positions or nursing. In Journal of Nursing Administration, 2005, vol. 35, no. 5, pp. 264–70.

McCLOSKEY, J.C. 1974. Influence of rewards and incentives on staff nurse turnover rate. In Nursing Research, 1974, vol. 23, no. 3, pp. 239–247.

MUELLER, C.W. – McCLOSKEY, J.C. 1990. Nurses’ job satisfaction: a proposed measure. In Nursing Research, 1990, vol. 39, no. 2, pp. 113–117.

ROBERTS, B.J. – JONES, C. – LYNN, M. 2004. Job satisfaction of new baccalaureate nurses. In Journal of Nursing Administration, 2004, vol. 34, no. 9, pp. 428–435.

ROBERTSON, E.M. – HIGGINS, L. – ROZMUS, C. – ROBINSON, J.P. 1999. Association between continuing education and job satisfaction of nurses employed in long-term care facilities. In Journal of Continuing Education in Nursing, 1999, vol. 30, no. 3, pp. 108–113.

TABAKOVÁ, M. – NEMČEKOVÁ, M. 2009. Faktory ovplyvňujúce pracovnú spokojnosť sestier v agentúrach domácej ošetrovateľskej starostlivosti. In Teória, výskum a vzdelávanie v ošetrovateľstve a v pôrodnej asistencii. Martin : Univerzita Komenského v Bratislave, Jesseniova lekárska fakulta v Martine, 2009, s. 213–224.

TANG, J.H. 2003. Evidence-based protocol: Nurse retention. In Journal of Gerontological Nursing, 2003, vol. 29, no. 3, pp. 5–14.

TOURANGEAU, A.E. – McGILTON, K. 2004. Measuring leadership practices of nurses using the Leadership Practices Inventory. In Nursing Research, 2004, vol. 53, no. 3, pp. 182-189.

TOURANGEAU, A.E. – McGILLIS HALL, L. – DORAN, M.D. – PETCH, T. 2006. Measurement of Nurse Job Satisfaction Using the McCloskey/Mueller Satisfaction Scale. In Nursing Research, 2006, vol. 55, no. 2, pp. 128–136.

VÉVODA, J. – IVANOVÁ, K. – HORVÁTH, M. 2005. Pracovní motivace sester. In Zdravotnictví v České republice, 2005, roč. 8, č.1, s. 24–28.

VÉVODA, J. – IVANOVÁ, K. – NAKLÁDALOVÁ, M. – MAREČKOVÁ, J. 2010. Pracovní spokojenost všeobecných sester. In PROFESE on-line [online], 2010, roč. 3, č. 3, s. 207–220. [cit. 2011-06-28]. Dostupné na internete: http://profeseonline.upol.cz/pracovni-spokojenost-vseobecnych-sester/.

WILKINSON, C.S. – HITE, K.J. 2001. Nurse-physician collaborative relationship on nurses’ self-perceived job satisfaction in ambulatory care. In Lippincott’s Case Management, 2001, vol. 6, no. 2, pp. 68–78.

Kontakt

doc. Mgr. Elena Gurková, PhD.
Ústav ošetrovateľstva JLF UK
Malá Hora 5
036 01 Martin
Slovenská republika
e-mail: gurkova@jfmed.uniba.sk

Prijaté: 3. 5. 2012
Akceptované: 1. 6. 2012