ArticlePDF Available

Abstract

Aim. The study aimed to present the Polish version of the Burnout Assessment Tool (BAT-PL) by Schaufeli et al. and to assess its validity and reliability. The tool measures the core symptoms of burnout (BAT-C): exhaustion, mental distance, cognitive and emotional mpairment, and its secondary symptoms (BAT-S): psychosomatic complaints and psychological distress. Method. The participants were 255 nursing staff members. The construct validity was assessed with a one-point job satisfaction scale, the Utrecht Work Engagement Scale (UWES-3) by Schaufeli et al. and the Job-related Affective Well-being Scale (JAWS) by van Katwyk et al. Results. The results of the confirmatory factor analysis supported an assumed bi-factor structure. This applies to both BAT-C as the four core symptoms and a general factor (metatrait) representing burnout and BAT-S as a set of two secondary symptoms and a general factor. Both scales were strongly correlated with one another and differed from other measures of job-related well-being (job satisfaction, work engagement and negative emotions). The values of Cronbach’s alpha and composite reliability indicated BAT-PL as a reliable measurement tool. Conclusions. BAT-PL by Schaufeli et al. has good psychometric characteristics to be used in research on burnout and further validated in clinical practice.
Psychiatr. Pol. ONLINE FIRST Nr 255: 1–13
Published ahead of print 18 October 2021
www.psychiatriapolska.pl
ISSN 0033-2674 (PRINT), ISSN 2391-5854 (ONLINE)
DOI: https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/141563
Polska adaptacja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego
(BAT-PL) autorstwa Schaufeliego i współpracowników
The Polish adaptation of the Burnout Assessment Tool (BAT-PL)
by Schaufeli et al.
Beata A. Ba s ska 1, Ewa Gruszczyńska2, Wilmar B. Sc hau fel i3,4
1 Politechnika Gdańska, Wydział Zarządzania i Ekonomii
2 SWPS Uniwersytet Humanistycznospołeczny,
Wydział Psychologii, Katedra Psychologii Zdrowia
3 Katolicki Uniwersytet w Lowanium, Wydział Psychologii
4 Uniwersytet w Utrechcie, Wydział Psychologii
Summary
Aim. The study aimed to present the Polish version of the Burnout Assessment Tool
(BAT-PL) by Schaufeli et al. and to assess its validity and reliability. The tool measures the
core symptoms of burnout (BAT-C): exhaustion, mental distance, cognitive and emotional
impairment, and its secondary symptoms (BAT-S): psychosomatic complaints and psycho-
logical distress.
Method. The participants were 255 nursing sta members. The construct validity was as-
sessed with a one-point job satisfaction scale, the Utrecht Work Engagement Scale (UWES-3)
by Schaufeli et al. and the Job-related Aective Well-being Scale (JAWS) by van Katwyk et al.
Results. The results of the conrmatory factor analysis supported an assumed bi-factor
structure. This applies to both BAT-C as the four core symptoms and a general factor (metatrait)
representing burnout and BAT-S as a set of two secondary symptoms and a general factor.
Both scales were strongly correlated with one another and diered from other measures of job-
related well-being (job satisfaction, work engagement and negative emotions). The values of
Cronbach’s alpha and composite reliability indicated BAT-PL as a reliable measurement tool.
Conclusions. BAT-PL by Schaufeli et al. has good psychometric characteristics to be used
in research on burnout and further validated in clinical practice.
Słowa klucze: Metoda do Oceny Wypalenia Zawodowego, walidacja, zdrowie w pracy
Key words: burnout assessment tool, validation, occupational health
Beata A. Basińska i wsp.
2
Wstęp
Zespół wypalenia zawodowego jest centralnym wskaźnikiem procesu deterioracji
zdrowia w związku z wykonywaną pracą [1]. Zjawisko to jest szczególnie rozpowszech-
nione w sektorze ochrony zdrowia, w którym szacuje się, że, zależnie od zawodu,
odsetek pracowników wypalonych wynosi pomiędzy 35% a 80% [2–4]. Wypalenie
zawodowe jest istotnym predyktorem pogorszenia zdrowia zycznego (np. dolegliwo-
ści mięśniowo-szkieletowe, hipercholesterolemia [5]) i psychicznego (np. trudności
ze snem, depresja [5–7]), a także sprzyja podejmowaniu zachowań niekorzystnych
dla zdrowia [8]. Ponadto wypalenie zawodowe przyczynia się do obniżenia jakości
pracy [9], wzmożonej absencji i niezdolności do pracy [10, 11].
Spośród metod oceny wypalenia [12] najpopularniejszą jest Kwestionariusz
Wypalenia Zawodowego autorstwa Maslach (MBI) [13]. Jednak od powstania MBI
minęło czterdzieści lat, w ciągu których wyraźnie zmieniły się wymagania wobec
pracowników. Ekspansja digitalizacji spowodowała, że tradycyjne czynniki ryzyka
wypalenia zawodowego, takie jak przeciążenie pracą i wymagania emocjonalne
[14–16], zostały poszerzone o wymagania poznawcze związane z przetwarzaniem
informacji [17]. Wcześniejsze badania w znacznym stopniu pomijały te dysfunkcje
poznawcze [18–20]. Ponadto zwiększyło się obciążenie biurokracją i wykonywaniem
zadań postrzeganych jako niepotrzebne [21]. Tak więc powszechnym doświadczeniem
pracowników ochrony zdrowia stało się to, że tworzą głównie dokumentację, raporty
i zestawienia, zamiast koncentrować się na opiece medycznej [22–24].
W kontekście akceleracji wymagań pracy i ich przeobrażeń potrzebne jest więc
nowe rozumienie wypalenia zawodowego. Schaufeli i wsp. [25, s. 29] zdeniowali
zatem wypalenie jako: „związany z pracą stan wyczerpania pracowników, który cha-
rakteryzuje się ekstremalnym zmęczeniem, dystansem psychicznym, ograniczoną
zdolnością do regulacji procesów poznawczych i emocjonalnych. Tym czterem pod-
stawowym wymiarom wypalenia towarzyszą obniżony nastrój, a także niespecyczne
psychologiczne i psychosomatyczne objawy dystresu”. Podstawowym symptomom
wypalenia zawodowego mogą towarzyszyć przejawy niespecyczne. Zwykle nie są
one brane pod uwagę przy ocenie stanu pracownika, dopóki jego wypalenie zawodowe
nie osiągnie poziomu klinicznego [26, 27]. Jednak to właśnie dolegliwości somato-
morczne, obniżony nastrój i doświadczany w związku z pracą dystres mogą skłaniać
pracowników do poszukiwania pomocy u specjalistów.
W toku dalszych prac, na podstawie istniejących narzędzi do oceny wypalenia
zawodowego, jak i wywiadów z psychologami klinicznymi i psychiatriami [28],
zaproponowano nową Metodę Oceny Wypalenia Zawodowego (Burnout Assessment
Tool; BAT) [25]. Obejmuje ona objawy podstawowe (core symptoms; BAT-C)
i mogące towarzyszyć im objawy wtórne (secondary symptoms; BAT-S). BAT-C
składa się z 23 stwierdzeń opisujących cztery dymensje: wyczerpanie, pogorszenie
funkcjonowania poznawczego i emocjonalnego (niemożność wykonywania pracy)
oraz zdystansowanie psychiczne (niechęć do pracy). Natomiast BAT-S zawiera 10
stwierdzeń odnoszących się do dwóch wymiarów: skargi psychosomatyczne i objawy
dystresu psychologicznego, które konstytuują objawy wtórne, odróżniające się od
3
Polska adaptacja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego (BAT-PL)
grupy objawów podstawowych. Do każdego stwierdzenia przynależy ten sam format
odpowiedzi, gdzie 1 oznacza, że badany nigdy tak się nie czuje, a 5 oznacza, że czu-
je się tak zawsze. Wprowadzająca instrukcja bezpośrednio odnosi się do kontekstu
pracy („Poniższe stwierdzenia odnoszą się do twojej pracy i jak tego doświadczasz.
Proszę podaj, jak często czujesz się w ten sposób”). BAT składa się zatem z dwóch
oddzielnych skal, z których pierwsza zawiera cztery podskale odnoszące się do obja-
wów podstawowych, reprezentujących wypalenie zawodowe, a druga obejmuje dwie
podskale dotyczące objawów wtórnych, odzwierciedlających niespecyczne objawy
towarzyszące wypaleniu. Wyniki dla poszczególnych podskal, jak i wynik ogólny dla
objawów podstawowych i wtórnych oblicza się poprzez zsumowanie odpowiedzi,
dzielone następnie przez liczbę stwierdzeń.
Poza pierwszymi wersjami językowymi, amandzką, holenderską i angielską [25],
powstają nowe, m.in. ńska, irlandzka, niemiecka czy japońska [29]. Dotychczasowe
badania pokazały, że BAT-C i BAT-S charakteryzują się dobrymi parametrami psycho-
metrycznymi, potwierdzającymi trafność czynnikową narzędzia oraz jego rzetelność
[12, 29–31].
Zgodnie z cyrkularnym modelem dobrostanu zawodowego [32] wskaźnikami do-
brostanu są również pozytywne i negatywne emocje doświadczane w pracy, satysfakcja
z pracy i zaangażowanie w pracę (wigor, poświęcenie się pracy i zaabsorbowanie pracą).
Istniejące badania potwierdzają trafność teoretyczną BAT-C i BAT-S w odniesieniu do
zaangażowania w pracę, znudzenia pracą i pracoholizmu [12, 31].
Celem badania jest wstępne opracowanie psychometryczne polskiej wersji BAT
(BAT-PL), w tym ocena jej trafności i rzetelności. Trafność czynnikową sprawdzono
za pomocą konrmacyjnej analizy czynnikowej (CFA) opartej na metodzie najwięk-
szej wiarygodności. Dopasowanie modelu oceniano z wykorzystaniem następujących
wskaźników: chi-kwadrat (χ2), indeks Tuckera–Lewisa (TLI), względny indeks dopa-
sowania (CFI), średni błąd kwadratowy aproksymacji (RMSEA) i wystandaryzowany
pierwiastek średniego kwadratu reszt (SRMR). Oczekiwano, że TLI i CFI przekroczą
wartość 0,90 [33], a RMSEA i SRMR będą poniżej 0,08 [34]. Trafność zbieżna była
mierzona za pomocą przeciętnej wyodrębnionej wariancji (average variance extracted;
AVE), której wartość dla każdej zmiennej latentnej w modelu powinna przekraczać
0,5 [35]. Natomiast trafność różnicową badano porównując, czy przeciętna wariancja
wyodrębniona (AVE) jest większa niż kwadrat współczynników korelacji pomiędzy
wynikami dla objawów podstawowych i wtórnych wypalenia zawodowego a satys-
fakcją z pracy, zaangażowaniem w pracę i negatywnym afektem [35]. Rzetelność
pomiaru została określona z wykorzystaniem dwóch miar: współczynnika α-Cronbacha
oraz współczynnika rzetelności łącznej (composite reliability; CR). Dla obu miar
akceptowalne minimum to wartość 0,7 [36]. Wstępne normy zostały opracowane
z wykorzystaniem skali centylowej [25].
Beata A. Basińska i wsp.
4
Metoda
Osoby badane
W badaniu wzięło udział 252 przedstawicieli personelu pielęgniarskiego (5% męż-
czyzn), głównie z wykształceniem wyższym (87%), pracujących w pełnym wymiarze
czasu pracy w placówkach ochrony zdrowia (64% w szpitalach) na terenie całej Polski.
Staż pracy zawierał się w przedziale od roku do 43 lat (M = 22,3; SD = 11,1). Badani
byli w wieku od 23 do 64 lat (M = 44,7; SD = 10,1; 11% poniżej 30 roku życia i 31%
powyżej 50 lat), głównie w stałych związkach (79%), połowa z nich miała dzieci na
utrzymaniu. Pomiar został przeprowadzony w formie ankiety dystrybuowanej onli-
ne, w drugim kwartale 2019 roku, jako część projektu dotyczącego współczesnych
uwarunkowań wypalenia zawodowego. Badani byli informowani o celu badania, jego
zasadach i prawach uczestnika zgodnie z Deklaracją Helsińską. Świadomą zgodę
uzyskano od wszystkich uczestników objętych badaniem.
Narzędzia
W badaniu walidacyjnym wykorzystano następujące narzędzia:
1. Satysfakcja z pracy była oceniana za pomocą jednego pytania „Jak bardzo jesteś
zadowolony ze swojej pracy?” [37]. Pod względem trafności i stabilności pomiaru
miary jednopunktowe nie odbiegają od złożonych miary ogólnego zadowolenia
z pracy [38]. Respondenci udzielali odpowiedzi na pięciostopniowej skali, gdzie
1 oznacza bardzo niezadowolony, a 5 – bardzo zadowolony.
2. Zaangażowanie w pracę było mierzone przez Utrechtską Skalę Zaangażowania
w Pracę w wersji ultrakrótkiej (UWES-3) [39]. Skala składa się z 3 itemów odno-
szących się do składowych zaangażowania w pracę, tj. wigoru, poświęcenia pracy
i zaabsorbowania nią. Respondenci ustosunkowują się do pytań na pięciostopniowej
skali, gdzie 1 oznacza nigdy, a 5 – zawsze. W niniejszym badaniu α-Cronbacha
wyniosła 0,75.
3. Negatywne emocje w kontekście pracy oceniano za pomocą sześciu itemów ze
Skali Dobrostanu Emocjonalnego w Pracy (JAWS) [40]. Badani określali, jak często
czuli się w pracy np. rozgniewani czy zniechęceni na pięciostopniowej skali, gdzie
1 oznacza nigdy, a 5 – bardzo często. W tym badaniu α-Cronbacha wyniosła 0,88.
Tłumaczenie BAT-PL
Polska wersja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego została przetłumaczona z wer-
sji anglojęzycznej. Następnie BAT-PL konsultowano z dwoma psychologami posiadają-
cymi doświadczenie w badaniu wypalenia zawodowego. W dalszej kolejności dokonano
tłumaczenia zwrotnego (back-translation). Po porównaniu uzyskanych wersji ustalono
postać ostateczną kwestionariusza, która została zaakceptowana przez współautora skali
BAT (Wilmar Schaufeli). Badanie pilotażowe przeprowadzono w grupie pracowników
umysłowych, uzyskując satysfakcjonujące wskaźniki psychometryczne [41].
5
Polska adaptacja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego (BAT-PL)
Wyniki
Statystyki opisowe
Statystyki opisowe badanych zmiennych przedstawiono w tabeli 1. Wartości
wskaźników skośności i kurtozy wskazują, że rozkład zmiennych nie odbiega istotnie
od rozkładu normalnego.
Tabela 1. Statystyki opisowe i korelacje pomiędzy badanymi zmiennymi.
Wypalenie zawodowe:
objawy podstawowe MSD Min Max S K EX MD CI EI BAT-C PD PC BAT-S UWES SAT NA
Wyczerpanie (EX) 2,91 0,78 1 5 0,05 -0,47 -
Zdystansowanie
psychiczne (MD) 2,18 0,75 14,6 0,48 0,11 0,68 -
Pogorszenie
funkcjonowania
poznawczego (CI)
1,89 0,62 13,8 0,52 0,13 0,47 0,52 -
Pogorszenie
funkcjonowania
emocjonalnego (EI)
2,09 0,69 1 4 0,45 -0,30 0,56 0,57 0,60 -
Wynik globalny: BAT-C 2,35 0,60 13,96 0,20 -0,48 0,89 0,84 0,73 0,80 -
Wypalenie zawodowe objawy wtórne
Objawy dystresu
psychologicznego
(PD)
2,68 0,84 1 5 0,25 -0,46 0,70 0,53 0,38 0,57 0,69 -
Objawy
psychosomatyczne
(PC)
2,48 0,77 1 5 0,17 -0,26 0,64 0,50 0,39 0,47 0,64 0,74 -
Wynik globalny: BAT-S 2,58 0,75 1 5 0,17 -0,36 0,72 0,55 0,41 0,56 0,71 0,94 0,93 -
Wskaźniki dobrostanu
Zaangażowanie
w pracę (UWES) 3,61 0,67 1 5 -0,73 1,14 -0,29 -0,48 -0,35 -0,31 -0,42 -0,30 -0,23 -0,29 -
Satysfakcja
z pracy (SAT) 3,78 0,75 1 5 -0,52 0,54 -0,47 -0,55 -0,23 -0,41 -0,52 -0,48 -0,36 -0,45 0,50 -
Negatywny afekt (NA) 2,95 0,84 1 5 0,10 -0,34 0,70 0,62 0,40 0,58 0,73 0,63 0,55 0,63 -0,33 -0,57 -
Legenda. M – wartość średniej; SD – odchylenie standardowe; Min – wartość minimalna; Max – wartość maksymalna;
S – skośność; K – kurtoza.
Beata A. Basińska i wsp.
6
Zakres odpowiedzi 1–5. Wyniki dla wskaźników to zsumowanie odpowiedzi
dzielone przez liczbę stwierdzeń. Wszystkie współczynniki korelacji istotne sta-
tystycznie p < 0,05.
Objawy podstawowe wypalenia zawodowego były skorelowane między sobą
umiarkowanie, a objawy wtórne – silnie. Podobnie silną korelację odnotowano pomię-
dzy BAT-C i BAT-S. Skala objawów pierwotnych i wtórnych była negatywnie skore-
lowana z zaangażowaniem w pracę i satysfakcją z pracy, a pozytywnie z negatywnym
afektem w kontekście pracy. Nie odnotowano istotnego związku zarówno pomiędzy
wiekiem osób badanych (r = – 0,08 –0,06; p > 0,05) i stażem pracy (r = – 0,09–0,07;
p > 0,05) a wynikiem sumarycznym odpowiednio BAT-C i BAT-S, jak i poszczegól-
nymi objawami podstawowymi i wtórnymi.
Struktura czynnikowa BAT
Trafność teoretyczną w zakresie struktury metody BAT-C i BAT-S ustalono za
pomocą konrmacyjnej analizy czynnikowej (CFA). Badano dwa rodzaje modeli,
tj. modelu skorelowanych czynników latentnych, gdzie skorelowano komponenty
objawów pierwotnych, a następnie dla objawów wtórnych, oraz modelu podwójnego
czynnika (metacechy), w którym każdy item był powiązany z konkretną dymensją, jak
i z czynnikiem ogólnym (metacecha wypalenie dla objawów pierwotnych i metacecha
objawów wtórnych), przy założeniu o ortogonalności czynników specycznych. Wyniki
testowania przedstawiono w tabeli 2.
Tabela 2. Wskaźniki dobroci dopasowania serii modeli BAT-C i BAT-S
Model χ2 Df pχ2/df TLI CFI RMSEA [90% CI] SRMR
BAT-C
Czynniki skorelowane 521,53 223 <0,001 2,34 0,92 0,93 0,07 [0,07; 0,08] 0,06
Podwójny czynnik 386,39 206 <0,001 1,88 0,94 0,96 0,06 [0,05; 0,07] 0,05
BAT-S
Czynniki skorelowane 64,46 33 0,001 1,95 0,97 0,98 0,06 [0,04; 0,08] 0,04
Podwójny czynnik 33,70 24 0,09 1,40 0,99 0,99 0,04 [0,00; 0,07] 0,02
Legenda. BAT-C = skala wypalenia zawodowego objawy pierwotne; BAT-S = skala wypalenia
zawodowego objawy wtórne.
Wyniki analizy pokazały, że model czterech skorelowanych czynników BAT-C
(z istotną korelacją błędów dla EX2 i EX3 oraz EI1 i EI2, wynikającą z przynależności
tych par stwierdzeń do tej samej podskali, zbliżonego zakresu treściowego i wystę-
powania w bezpośredniej bliskości; symbole por. tabela 3) osiągnął akceptowalne
parametry dopasowania, ale były one niższe niż dla modelu podwójnego czynnika.
Model podwójnego czynnika najsilniej wysycały itemy EX6 i MD 1. Również model
dwóch skorelowanych czynników BAT-S (z istotną korelacją błędów dla PC1 i PC2
z powodów analogicznych, jak podane wyżej) był dobrze dopasowany do danych,
choć słabiej niż model podwójnego czynnika. Model podwójnego czynnika najsilniej
7
Polska adaptacja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego (BAT-PL)
dalszy ciąg tabeli na następnej stronie
wysycał item PD 3. Tym samym potwierdzono zakładaną strukturę czynnikową metody
BAT-C w odniesieniu do możliwości wyodrębnienia czterech objawów podstawo-
wych wypalenia zawodowego oraz jednoczesnego wysycenia stwierdzeń testowych
przez czynnik ogólny reprezentujący wypalenie. Analogiczne wyniki otrzymano dla
BAT-S jako zespołu dwóch objawów wtórnych oraz wysycenia czynnikiem ogólnym
odzwierciedlającym niespecyczne objawy towarzyszące wypaleniu.
Trafność konwergencyjna
Trafność zbieżną oceniano za pomocą przeciętnej wariancji wyodrębnionej (AVE),
której wartość dla czynników ogólnych i każdej zmiennej latentnej w modelu prze-
kroczyła oczekiwane kryterium 0,5. Wyjątek stanowi wartość dla zmiennej objawów
psychosomatycznych, nadal bliska jednak oczekiwanemu punktowi referencyjnemu.
Szczegółowe wyniki przedstawiono w tabeli 3. Jak widać, w przypadku dwóch itemów
(EX2 i MD5) ładunki czynnikowe były niższe niż pozostałych.
Tabela 3. Ładunki czynnikowe i wskaźniki walidacji konrmacyjnej analizy
czynnikowej metody BAT.
Czynniki Ładunki
czynnikowe Wskaźniki walidacji
Objawy podstawowe BAT-C
AVE = 0,602
CR = 0,971
α-Cronbacha = 0,945
Wyczerpanie (EX)
EX1. W pracy czuję się psychicznie wyczerpana(y) 0,834
AVE = 0,602
CR = 0,923
α-Cronbacha = 0,92
EX2. Wszystko, co robię w pracy, wymaga ode mnie ogromnego wysiłku 0,566
EX3. Po dniu pracy trudno jest mi odzyskać energię 0,770
EX4. W pracy czuję się zycznie wyczerpana(y) 0,754
EX5. Kiedy rano wstaję, nie mam siły do rozpoczęcia nowego dnia pracy 0,814
EX6. Chcę być aktywna(y) w pracy, ale jakoś nie jestem w stanie temu
podołać 0,768
EX7. Po wytężonym dniu w pracy męczę się szybciej niż zazwyczaj 0,805
EX8. Pod koniec dnia pracy czuję się wyczerpana(y) i wykończona(y)
psychicznie 0,861
Zdystansowanie psychiczne (MD)
MD1. Zmagam się, by wykrzesać z siebie jakikolwiek entuzjazm do pracy 0,815
AVE = 0,533
CR = 0,846
α-Cronbacha = 0,83
MD2. W pracy nie myślę i funkcjonuję jak na autopilocie 0,744
MD3. Czuję silną awersję do mojej pracy 0,811
MD4. Czuję obojętność w stosunku do mojej pracy 0,773
MD5. Nie obchodzi mnie, co inni myślą o mojej pracy 0,438
Beata A. Basińska i wsp.
8
Pogorszenie funkcjonowania poznawczego (CI)
CI1. W pracy nie potraę się skupić 0,793
AVE = 0,654
CR = 0,904
α-Cronbacha = 0,90
CI2. W pracy z trudem jasno myślę 0,862
CI3. W pracy jestem roztargniona(y) i rozkojarzona(y) 0,821
CI4. Kiedy pracuję, nie potraę się skoncentrować 0,829
CI5. Popełniam w pracy błędy, ponieważ moje myśli są zaprzątnięte czymś
innym 0,731
Pogorszenie funkcjonowania emocjonalnego (EI)
EI1. W pracy czuję, że nie kontroluję emocji 0,715
AVE = 0,611
CR = 0,887
α-Cronbacha = 0,89
EI2. Nie jest do mnie podobne to, w jaki sposób reaguję emocjonalnie
w pracy 0,778
EI3. W trakcie pracy irytuję się, kiedy sprawy nie układają się po mojej myśli 0,747
EI4. W pracy bez powodu robię się zła(y) i smutna(y) 0,844
EI5. W pracy zdarza mi się reagować nieadekwatnie bez powodu 0,817
Objawy wtórne BAT-S
AVE = 0,543
CR = 0,921
α-Cronbacha = 0,91
Objawy dystresu psychologicznego (PD)
PD1. Mam kłopoty z zasypianiem i utrzymaniem snu 0,693
AVE = 0,581
CR = 0,873
α-Cronbacha = 0,86
PD2. Jestem skłonna(y) do zmartwień 0,825
PD3. Czuję napięcie i stres 0,854
PD4. Czuję się niespokojna(y) i/lub mam ataki paniki 0,770
PD5. Drażnią mnie hałas i tłumy 0,651
Objawy psychosomatyczne (PC)
PC1. Odczuwam palpitacje serca i bóle w klatce piersiowej 0,676
AVE = 0,490
CR = 0,837
α-Cronbacha = 0,83
PC2. Mam kłopoty żołądkowe i/lub jelitowe 0,692
PC3. Cierpię na bóle głowy 0,683
PC4. Bolą mnie mięśnie, np. karku, barków lub pleców 0,796
PC5. Często choruję 0,644
Legenda. AVE – przeciętna wyodrębniona wariancja; CR – współczynnik rzetelności łącznej.
Trafność dywergencyjna
Trafność różnicową oceniono z wykorzystaniem kryterium Fornella i Larckera [35]
w odniesieniu do satysfakcji z pracy, zaangażowania w pracę i negatywnych emocji. W
tym badaniu wskaźnik AVE dla BAT-C (0,60) był większy niż kwadrat korelacji z satys-
9
Polska adaptacja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego (BAT-PL)
fakcją z pracy (0,27), zaangażowaniem w pracę (0,18) i negatywnymi emocjami (0,53).
Również wskaźnik AVE dla BAT-S (0,53) był większy niż wartość kwadratu korelacji
z satysfakcją z pracy (0,20), zaangażowaniem w pracę (0,08) i negatywnymi emocjami
(0,40). Oznacza to, że BAT-C i BAT-S różnią się od innych miar dobrostanu zawodowego.
Rzetelność
Rzetelność pomiaru Metody Oceny Wypalenia Zawodowego ustalono za pomocą
współczynnika zgodności wewnętrznej α-Cronbacha oraz współczynnika rzetelności
łącznej (CR). Jak widać w tabeli 3, wartości α-Cronbacha kształtowały się od 0,84 dla
podskali objawów psychosomatycznych do 0,93 dla podskali objawów wyczerpania.
Dla wyniku całkowitego BAT-C i BAT-S uzyskano wartości powyżej 0,90. Analogicznie
CR zawierał się w przedziale od 0,84 dla podskali objawów psychosomatycznych do
0,92 dla podskali objawów wyczerpania, natomiast w odniesieniu do BAT-C i BAT-S
przekroczył wartość 0,90. Wskazuje to na rzetelność BAT-PL rozumianą jako we-
wnętrzną spójność narzędzia.
Wstępne normy
Relatywny poziom wypalenia można określić na podstawie wstępnych norm ob-
liczonych na podstawie badanej grupy pielęgniarek. Zgodnie z podręcznikiem BAT
[25] zaleca się transformację wyników surowych na skalę centylową. Wynik osoby
badanej można przypisać wówczas do jednej z czterech kategorii: niski (poniżej 25.
centyla), średni (między 25. a 75. centylem), wysoki (między 75. a 95. centylem) lub
bardzo wysoki (powyżej 95. centyla). W tabeli 4 przedstawiono wstępne normy dla
poziomów wypalenia zawodowego w zakresie objawów podstawowych i wtórnych
w odniesieniu do zbadanej grupy pielęgniarek.
Tabela 4. Wstępne normy BAT-C i BAT-S w grupie pielęgniarek (N = 252):
przedziały punktowe.
Poziom wypalenia BAT-C BAT-S
Niski 1,00 – 1,90 1,00 – 1,89
Umiarkowany 1,91 – 2,77 1,90 – 3,19
Wysoki 2,78 – 3,32 3,20 – 3,69
Bardzo wysoki 3,33 – 5,00 3,70 – 5,00
Na tej podstawie możliwe jest opisanie wyników indywidualnych przy pomocy
stwierdzenia: „Ta osoba ma wysoki (lub niski) poziom wypalenia w porównaniu do
średniej w grupie polskich pielęgniarek”. Badana grupa nie reprezentuje jednak w pełni
populacji polskich pielęgniarek mimo zróżnicowania geogracznego ich miejsc zatrud-
nienia, natomiast odstępstwa w mniejszym stopniu dotyczą rozkładu płci niż wieku
[42]. Przedstawione tu normy mają więc charakter wstępny i wymagają zrewidowania
w przyszłych badaniach.
Beata A. Basińska i wsp.
10
Celem badania było wstępne opracowanie psychometryczne polskiej wersji Me-
tody Oceny Wypalenia Zawodowego BAT-PL (oryginalna wersja Schaufeli i wsp.)
[25], która na nowo deniuje wypalenie zawodowe w odniesieniu do współczesnych
wymagań pracy. Struktura czynnikowa BAT-PL pokazała, że wypalenie zawodowe
jest syndromem czterech skorelowanych objawów podstawowych, który z kolei jest
skorelowany z symptomami wtórnymi. Ponadto itemy obejmujące objawy podstawowe
wysycone czynnikiem ogólnym (metacechą) wypalenia zawodowego, podobnie
jak itemy objawów wtórnych są wysycone metacechą niespecycznych objawów.
Taka struktura czynnikowa została też potwierdzona w innych próbach narodowych
[12, 29, 31]. Natomiast w badanej grupie uzyskano nieco niższe korelacje pomiędzy
czynnikami latentnymi niż w reprezentatywnej próbie amandzkiej i holenderskiej [25].
Również w prezentowanym badaniu nieco niższe były ładunki czynnikowe dla dwóch
itemów ze skali objawów wyczerpania i zdystansowania psychicznego w porównaniu
do grupy amandzkich i holenderskich pracowników. Ponadto w próbie holenderskiej
i amandzkiej modelowanie za pomocą teorii odpowiedzi na pozycje testowe (IRT)
również potwierdziło, że skala BAT-C może być stosowana do oceny wypalenia jako
metacechy [30], co jest niewątpliwie atutem tej metody.
Wyniki walidacji Metody Oceny Wypalenia Zawodowego BAT-PL pokazały też,
że skala objawów podstawowych wypalenia zawodowego i objawów wtórnych róż-
nią się od innych wskaźników dobrostanu zawodowego, zarówno pozytywnych, jak
i negatywnych. Podobne wyniki różnicujące wypalenie od zaangażowania w pracę
uzyskano w próbie japońskiej [31] i w grupie ńskich urzędników [43]. Polska wer-
sja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego BAT-PL jest rzetelna, a zaprezentowane
współczynniki spójności wewnętrznej okazały się wysokie i zbliżone do uzyskanych
w innych próbach [25, 29, 31].
Z praktycznego punktu widzenia Metodę Oceny Wypalenia Zawodowego BAT-PL
można wykorzystać do indywidualnej oceny pracowników, a także do badań przesie-
wowych w celu identykacji osób zagrożonych wypaleniem zawodowym oraz analiz
porównawczych pomiędzy różnymi grupami zawodowymi [28, 30]. Tak więc jest to
narzędzie użyteczne w praktyce klinicznej, jak i w obszarze medycyny pracy, jednak
takie zastosowanie w warunkach polskich wymaga dalszych badań w celu opracowania
norm populacyjnych dla różnych zawodów i adekwatnych punktów odcięcia.
Zaprezentowane badanie, jak i samo narzędzie ma jednak ograniczenia. Po pierw-
sze, badanie zostało przeprowadzone w grupie personelu pielęgniarskiego. W związku
ze sfeminizowaniem tej grupy zawodowej badana próba składała się prawie wyłącznie
z kobiet. W dalszych badaniach warto poszerzyć próby o inne grupy zawodowe, obej-
mujące również mężczyzn. Po drugie, uczestnicy badania oceniali poziom wypalenia
zawodowego poniżej wartości maksymalnych dla wymiarów objawów podstawowych,
z wyjątkiem podskali objawów wyczerpania. Może to być wynikiem doboru próby,
gdzie osoby o bardziej intensywnych objawach wypalenia zawodowego mogły nie być
chętne do udziału w badaniu. Wskazuje to na istotny kierunek dalszych badań, który
będzie uwzględniał osoby korzystające z pomocy psychologicznej i psychiatrycznej
z powodu wypalenia zawodowego. Ponadto wymagane dalsze analizy trafności,
szczególnie różnicowej, z symptomami depresji. Wreszcie wysoka korelacja między
11
Polska adaptacja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego (BAT-PL)
BAT-C i BAT-S (r = 0,71; 50,41% wspólnej wariancji) wskazuje na niskie możliwo-
ści dyskryminacyjne narzędzia w różnicowaniu pomiędzy objawami podstawowymi
i wtórnymi, sugerując, iż u ich podłoża w badanej próbie może leżeć jeden czynnik.
Wnioski
Mając na uwadze wymienione ograniczenia, polską adaptację Metody Oceny
Wypalenia Zawodowego (BAT-PL) Schaufeliego i wsp. należy uznać za narzędzie
o obiecujących właściwościach psychometrycznych, które może być pomocne w bada-
niach naukowych nad wypaleniem zawodowym w nowym znaczeniu oraz w praktyce
klinicznej. W szczególności analiza wzajemnych relacji objawów podstawowych
BAT-C i objawów wtórnych BAT-S może przyczyniać się do lepszego zrozumienia
współczesnych uwarunkowań i rozwoju zjawiska wypalenia zawodowego wśród
pracowników oraz jego konsekwencji, zarówno na poziomie indywidualnym, jak
i organizacji.
Finansowanie: Badanie finansowane przez Narodowe Centrum Nauki, grant nr UMO-
-2017/26/M/HS6/00451.
Piśmiennictwo
1. Lesener T, Gusy B, Wolter C. The job demands-resources model: A meta-analytic review of
longitudinal studies. Work Stress. 2019; 33(1): 76–103.
2. Cherno P, Adedokun C, O’Sullivan I, McManus J, Payne A. Burnout in the emergency de-
partment hospital sta at Cork University Hospital. Irish J. Med. Sci. 2019; 188(2): 667–674.
3. The Lancet. Physician burnout: the need to rehumanise health systems. Lancet. 2019;
394(10209): 1591.
4. Zgliczyńska M, Zgliczyński S, Ciebiera M, Kosińska-Kaczyńska K. Occupational burnout
syndrome in polish physicians: A systematic review. Int. J. Environ. Res. Public Health.
2019; 16(24): 5026.
5. Salvagioni DAJ, Melanda FN, Mesas AE, González AD, Gabani FL, Andrade SMD. Physical,
psychological and occupational consequences of job burnout: A systematic review of prospective
studies. Plos One. 2017; 12(10): e0185781.
6. Armon G, Shirom A, Shapira I, Melamed, S. On the nature of burnout–insomnia relationships:
A prospective study of employed adults. J. Psychosom. Res. 2008; 65(1): 5–12.
7. Toppinen‐Tanner S, Ahola K, Koskinen A, Väänänen A. Burnout predicts hospitalization for
mental and cardiovascular disorders: 10‐year prospective results from industrial sector. Stress
Health. 2009; 25(4): 287–296.
8. Alexandrova-Karamanova A, Todorova I, Montgomery A, Panagopoulou E, Cost P, Ba-
ban A i wsp. Burnout and health behaviors in health professionals from seven European
countries. Int. Arch. Occup. Environ. Health. 2016; 89: 1059–1075.
9. Panagioti M, Geraghty K, Johnson J, Zhou A, Panagopoulou E, Chew-Graham C i wsp. Asso-
ciation between physician burnout and patient safety, professionalism, and patient satisfaction:
a systematic review and meta-analysis. JAMA. 2018; 178(10): 1317–1331.
Beata A. Basińska i wsp.
12
10. Ahola K, Toppinen-Tanner, S, Huuhtanen P, Koskinen A, Väänänen A. Occupational burnout
and chronic work disability: An eight-year cohort study on pensioning among Finnish forest
industry workers. J. Aect. Disorders. 2009; 115(1–2): 150–159.
11. Adriaenssens J, De Gucht V, Maes S. Determinants and prevalence of burnout in emergency
nurses: a systematic review of 25 years of research. Int. J. Nurs. Stud. 2015; 52(2): 649–661.
12. Schaufeli WB, Desart S, De Witte H. Burnout Assessment Tool (BAT)—Development, Validity,
and Reliability. Int. J. Environ. Res. Public Health. 2020; 17(24): 9495.
13. Maslach C, Jackson SE. The measurement of experienced burnout. J. Organ. Behav. 1981;
2(2): 99–113.
14. Alarcon GM. A meta-analysis of burnout with job demands, resources, and attitudes. J. Vocat.
Behav. 2011; 79(2): 549–562.
15. Guthier C, Dormann C, Voelkle MC. Reciprocal eects between job stressors and burnout:
A continuous time meta-analysis of longitudinal studies. Psychol. Bull. 2020; 146(12): 1146–1173.
16. Hakanen JJ, Ropponen A, De Witte H, Schaufeli WB. Testing Demands and Resources as De-
terminants of Vitality among Dierent Employment Contract Groups. A Study in 30 European
Countries. Int. J. Environ. Res. Public Health. 2019; 16(24): 4951.
17. Hakanen JJ, Bakker AB. Born and bred to burn out: A life-course view and reections on job
burnout. J. Occup. Health Psych. 2017; 22(3): 354–364.
18. Deligkaris P, Panagopoulou E, Montgomery AJ, Masoura E. Job burnout and cognitive func-
tioning: a systematic review. Work Stress. 2014; 28(2): 107–123.
19. Oosterholt BG, Maes JH, Van der Linden D, Verbraak MJ, Kompier MA. Cognitive performance
in both clinical and non-clinical burnout. Stress. 2014; 17(5): 400–409.
20. Golonka K, Mojsa-Kaja J, Gawlowska M, Popiel K. Cognitive impairments in occupational bur-
nout–error processing and its indices of reactive and proactive control. Front. Psychol. 2017; 8: 676.
21. Semmer NK, Jacobshagen N, Meier LL, Elfering A, Beehr TA, Kalin W i wsp. Illegitimate
tasks as a source of work stress. Work Stress. 2015; 29(1): 32–56.
22. Byczkowska-Owczarek D, Kubczak A, Pawłowska B. Za drzwiami oddziału. Badania etno-
graczne w szpitalu. Łódź: Wydawnictwo Uniwersytetu Łódzkiego; 2020.
23. Holzer E, Tschan F, Kottwitz MU, Beldi G, Businger AP, Semmer NK. The workday of hospital
surgeons: what they do, what makes them satised, and the role of core tasks and administrative
tasks; a diary study. BMC Surgery. 2019; 19(1): 112.
24. Lorkowski J, Maciejowska-Wilcock I, Pokorski M. Overload of medical documentation: A di-
sincentive for healthcare professionals. W: Pokorski M. (red). Medical Research and Innovation.
Advances in Experimental Medicine and Biology. New York: Springer; 2020. 1324: s. 1–10.
25. Schaufeli WB, De Witte H, Desart S. Manual Burnout Assessment Tool (BAT) – Version 2.0.
Unpublished internal report. Belgium: KU Leuven; 2020. https://burnoutassessmenttool.be/
wp-content/uploads/2020/08/Test-Manual-BAT-English-version-2.0-1.pdf
26. Bianchi R, Schonfeld IS, Laurent E. Burnout-depression overlap: A review. Clin. Psychol.
Rev. 2015; 36: 28–41.
27. Schonfeld IS, Verkuilen J, Bianchi R. An exploratory structural equation modeling bi-factor
analytic approach to uncovering what burnout, depression, and anxiety scales measure. Psychol.
Assessment. 2019; 31(8): 1073–1079.
28. De Witte H, Desart S. Burnout 2.0 A New Look at the Conceptualization of Burnout. W:
Taris T, Peeters M, De Witte H. (red). The fun and frustration of modern working life. Belgie:
Pleckmans Pro; 2019. s. 140–152.
13
Polska adaptacja Metody Oceny Wypalenia Zawodowego (BAT-PL)
29. De Beer LT, Schaufeli WB, De Witte H, Hakanen JJ, Shimazu A, Glaser J i wsp. Measurement
invariance of the Burnout Assessment Tool (BAT) across seven cross-national representative
samples. Int. J. Environ. Res. Public Health, 2020; 17(15): 5604.
30. Hadžibajramović E, Schaufeli W, De Witte H. A Rasch analysis of the Burnout Assessment
Tool (BAT). PloS One. 2020; 15(11): e0242241.
31. Sakakibara K, Shimazu A, Toyama H, Schaufeli WB. Validation of the Japanese Version of the
Burnout Assessment Tool. Front. Psychol. 2020; 11: 1819.
32. Bakker AB, Oerlemans W. Subjective well-being in organizations. The Oxford handbook of
positive organizational scholarship. 2011; 49: 178–189.
33. Hu LT, Bentler PM. Cuto criteria for t indexes in covariance structure analysis: Conventional
criteria versus new alternatives. Struct. Equ. Modeling. 1999; 6(1): 1–55.
34. Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling, ed. 2. New York: Guilford;
2005.
35. Fornell C, Larcker DF. Evaluating structural equation models with unobservable variables
and measurement error. J. Marketing Re.s 1981; 18(1): 39–50.
36. Hair J, Hult GTM, Ringle C, Sarstedt M. A Primer on Partial Least Squares Structural Equation
Modeling (PLS-SEM). Los Angeles: SAGE Publications, Incorporated; 2014.
37. Wanous JP, Hudy MJ. Single-Item Reliability: A Replication and Extension. Organ. Res.
Methods. 2001; 4: 361–375.
38. Wanous JP, Reichers AE, Hudy MJ. Overall job satisfaction: how good are single-item meas-
ures? J. Appl. Psychol. 1997; 82(2): 247–252.
39. Schaufeli WB, Shimazu A, Hakanen J, Salanova M, De Witte H. An ultra-short measure for
work engagement: The UWES-3 validation across ve countries. Eur. J. Psychol. Assess.
2019; 35(4): 577–591.
40. Van Katwyk PT, Fox S, Spector PE, Kelloway EK. Using the Job-Related Aective Well-Being
Scale (JAWS) to investigate aective responses to work stressors. J. Occup. Health Psych.
2000; 5(2): 219–230.
41. Basinska BA, Gruszczynska E, Schaufeli WB. Job demands and performance: the indirect
role of job burnout. Abstract Book, the 19th EAWOP Congress, Turin, 29th May – 1st June;
2019. s. 416.
42. Naczelna Izba Pielęgniarek i Położnych. Liczba pielęgniarek zarejestrowanych i zatrudnio-
nych. Stan na 31.12.2020. https://nipip.pl/liczba-pielegniarek-poloznych-zarejestrowanych-
-zatrudnionych/
43. Hakanen J. Relative contribution of dierent job resources, job demands and proactive behaviors
to future burnout (BAT), job boredom, and work engagement. Abstract Book, the 19th EAWOP
Congress, Turin, 29th May – 1st June; 2019. s. 416.
Adres: Beata A. Basińska
Politechnika Gdańska
Wydział Zarządzania i Ekonomii
80-233 Gdańsk, ul .Narutowicza 11/12
e-mail: Beata.Basinska@pg.edu.pl
Otrzymano: 8.02.2021
Zrecenzowano: 13.03.2021
Otrzymano po poprawie: 28.03.2021
Przyjęto do druku: 24.08.2021
ResearchGate has not been able to resolve any citations for this publication.
Article
Full-text available
This paper introduces a new definition for burnout and investigates the psychometric properties of the Burnout Assessment Tool (BAT). In a prior qualitative study, 49 practitioners were interviewed about their conceptualization of burnout (part 1). Using a dialectical approach, four core dimensions—exhaustion, mental distance, and impaired emotional and cognitive impairment—and three secondary dimensions—depressed mood, psychological distress, and psychosomatic complaints—emerged, which constitute the basis of the BAT. In the second study, the psychometric characteristics of the BAT were investigated in a representative sample of 1500 Flemish employees, focusing on factorial validity, reliability, and construct validity, respectively. Results demonstrate the assumed four-factor structure for the core dimensions, which is best represented by one general burnout factor. Contrary to expectations, instead of a three-factor structure, a two-factor structure was found for the secondary dimensions. Furthermore, the BAT and its subscales show adequate reliability. Convergent validity and discriminant validity with other burnout measures—including the MBI and OLBI—was demonstrated, as well as discriminant validity with other well-being constructs, such as work engagement and workaholism.
Article
Full-text available
Burnout as a concept indicative of a work-related state of mental exhaustion is recognized around the globe. Numerous studies showed that burnout has negative consequences for both individuals and organizations but also for society at large, especially in welfare states where sickness absence and work incapacitation are covered by social funds. This underlines the importance of a valid and reliable tool that can be used to assess employee burnout levels. Although the Maslach Burnout Inventory is by far the most frequently used questionnaire for assessing burnout, it is associated with several shortcomings and has been criticized on theoretical as well as empirical grounds. Thus, there is a need for an alternative questionnaire with a strong conceptual basis and proper psychometric qualities. This challenge has been taken up by introducing the Burnout Assessment Tool (BAT), according to which burnout is conceived as a work-related state of exhaustion among employees, characterized by extreme tiredness, reduced ability to regulate cognitive and emotional processes , and mental distancing. Given that the BAT is a new measure of burnout, its psychometric properties need to be evaluated. This paper focuses on an evaluation of the internal construct validity of the BAT using Rasch analysis in two random samples (n = 800, each) drawn from larger representative samples of the working population of the Nether-lands and Flanders (Belgium). The BAT has sound psychometric properties and fulfils the measurement criteria according to the Rasch model. The BAT score reflects the scoring structure indicated by the developers of the scale and the BAT's four subscales can be summarized into a single burnout score. The BAT score also works invariantly for women and men, younger and older respondents, and across both countries. Hence, the BAT can be used in organizations for screening and identifying employees who are at risk of burnout.
Book
Full-text available
Książka jest rezultatem kilkumiesięcznych badań etnograficznych prowadzonych w trzech oddziałach szpitalnych. Omówiono w niej realia pracy i trudności, z jakimi mierzą się pracownicy szpitala, a które często są niezauważalne dla pacjentów i ich rodzin. Ukazano zakulisowy świat placówki medycznej, gdzie następuje wzajemne uzgadnianie znaczeń i kontekstów wykonywanej pracy, a także przybliżono organizacyjną codzienność widzianą oczami przedstawicieli personelu medycznego. Z perspektywy etnografii organizacji, oddając głos swoim badanym, autorki przeanalizowały specyfikę oddziału jako organizacji, społecznie konstruowaną przestrzeń, style kierowania, proces komunikowania pomiędzy przedstawicielami personelu medycznego oraz niepewność i emocje, jakich doświadczają reprezentanci zawodów medycznych. Publikacja jest jednym z nielicznych polskich etnograficznych opracowań uwarunkowań i kontekstów pracy w oddziałach szpitalnych. Polecana jest przede wszystkim menedżerom zarządzającym placówkami ochrony zdrowia, ale również praktykom zajmującym się komunikowaniem w medycynie, wspierającym i szkolącym pracowników ochrony zdrowia w zakresie pracy z emocjami oraz zarządzania zespołem medycznym.
Article
Full-text available
The current study aimed to validate the Japanese version of the Burnout Assessment Tool (BAT-J), a new burnout measure. We conducted an Internet survey to confirm the validity and reliability of the BAT-J, using registered monitors from a Japanese survey company. The first-wave survey was conducted in May 2018, with 1,032 monitors. Of these, 498 participated in the second-wave survey in June 2018 to confirm 1-month test–retest reliability. We examined the factorial validity of the BAT-J core symptoms (BAT-JC) and BAT-J secondary symptoms (BAT-JS), as well as their reliability (internal consistency and test–retest reliability) and construct validity. Factorial validity was examined using confirmatory factor analyses and exploratory structural equation modeling bifactor analyses. Convergent and discriminant validity were examined using multitrait–multimethod frameworks well as the average variance explained. Exploratory structural equation modeling bifactor solutions for the BAT-JC, BAT-JS, and BAT-J demonstrated the best fit to the data. They also indicated that the general factor accounted for over two-thirds of the common variance explained. Internal consistency and test–retest reliability were confirmed. Convergent and internal discriminant validity of the BAT-JC were confirmed vis-ȧ-vis burnout, as assessed with the Maslach Burnout Inventory – General Survey. Moreover, external discriminant validity of the BAT-J was demonstrated for work engagement and workaholism. Finally, both BAT scales showed significant positive relationships with job demands and turnover intention. All validity results were in line with the job demands–resources model. The results of the current study provide the first evidence for the BAT-J’s reliability and factorial and construct validity.
Article
Full-text available
The aim of this study was to investigate the measurement invariance of the Burnout Assessment Tool (BAT) across seven cross-national representative samples. In this study, burnout was modeled as a second-order factor in line with the conceptual definition as a syndrome. The combined sample consisted of 10,138 participants from countries in Europe and Japan. The data were treated as ordered categorical in nature and a series of models were tested to find evidence for invariance. Specifically, theta parameterization was used in conjunction with the weighted least squares (mean-and variance adjusted) estimation method. The results showed supportive evidence that BAT-assessed burnout was invariant across the samples, so that crosscountry comparison would be justifiable. Comparison of effect sizes of the latent means between countries showed that Japan had a significantly higher score on overall burnout and all the first-order factors compared to the European countries. The European countries all scored similarly on overall burnout with no significant difference but for some minor differences in first-order factors between some of the European countries. All in all, the analyses of the data provided evidence that the BAT is invariant across the countries for meaningful comparisons of burnout scores.
Article
Full-text available
Due to the nature of their work, physicians are exposed to chronic stress. This may potentially lead to the widespread occurrence of occupational burnout syndrome (BS). The aim of this systematic review study was to summarize available published data concerning the prevalence of BS in Polish doctors. The literature search was performed using the following databases: PubMed/MEDLINE, Scopus, Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL) and Google Scholar. The last search was performed on September 27th, 2019. Only articles in English or Polish on graduated doctors practicing in Poland were taken into account. All types of original research were considered eligible. However, review articles, book chapters, case reports, case series, conference papers, study protocols and articles in languages other than English and Polish were excluded. There were no restrictions on age, seniority or specialty of study participants. The literature search revealed a total of 21 studies that met the inclusion criteria. The results of individual studies were very diverse, which makes it difficult to draw specific conclusions. However, the problem of burnout among Polish doctors is valid and worth special attention from society, health policy leaders, and doctors themselves. High-quality research is essential to for a better understanding of this topic.
Article
Full-text available
The aim of this study was to investigate the relative importance of four job demands and five job resources for employee vitality, i.e., work engagement and exhaustion, in three different employment groups: permanent, temporary and temporary agency workers. We employed data from the sixth European Working Conditions Survey (EWCS) collected in 2015 comprising 28,042 employees from 30 European countries. We used linear regression analyses and dominance analysis (DA). The results showed minor mean differences in work engagement and exhaustion and that temporary agency workers had the highest job insecurity and lowest job control. The associations between job resources and job demands, and work engagement and exhaustion of the groups, did not differ considerably. DA showed that in all three employment groups, job feedback made the strongest contribution to work engagement and workload to exhaustion. In addition, among the temporary agency workers, supervisor support contributed to work engagement and job control (negatively) to exhaustion more than in the other groups. This study suggests that the key determinants of vitality at work may be similar, regardless of contract, and that to have sustainably performing vital workers, organizations should focus on enabling job feedback and preventing high workload in all employment groups.
Article
Full-text available
Background: Many surgeons report passion for their work, but not all tasks are likely to be satisfying. Little is known about how hospital surgeons spend their days, how they like specific tasks, and the role of core tasks (i.e. surgery-related tasks) versus tasks that may keep them from core tasks (e.g., administrative work). This study aimed at a more detailed picture of hospital surgeons' daily work - how much time they spend with different tasks, how they like them, and associations with satisfaction. Methods: Hospital surgeons (N = 105) responded to a general survey, and 81 of these provided up to five daily questionnaires concerning daily activities and their attractiveness, as well as their job satisfaction. The data were analyzed using t-tests, analysis of variance, as well as analysis of covariance and repeated measures analysis of variance for comparing means across tasks. Results: Among 14 tasks, surgery-related tasks took 21.2%, patient-related tasks 21.7% of the surgeons' time; 10.4% entailed meetings and communicating about patients, and 18.6% documentation and administration. The remaining time was spent with teaching, research, leadership and management, and not task-related activities (e.g. walking between rooms). Surgery was rated as most (4.25; SD = .66), administration as least attractive (2.63; SD = .78). A higher percentage of administration predicted lower perceived legitimacy; perceived legitimacy of administrative work predicted job satisfaction (r = .47). Residents were least satisfied; there were few gender differences. Conclusions: Surgeons seem to thrive on their core tasks, most notably surgery. By contrast, administrative duties are likely perceived as keeping them from their core medical tasks. Increasing the percentage of medical tasks proper, notably surgery, and reducing administrative duties may contribute to hospital surgeons' job satisfaction.
Article
This review addresses the theories concerning the development and functioning of medical bureaucracy creating an excess of the patient records. An ever-growing number of medical files comply with the typical development of the bureaucratic management of an entrepreneurial organization, an essential feature of which is the life cycle of documentation. When the life cycle ends, an update is created with a multiplication of forms and items to be filled out, resembling that of what happens with the outdated computer program. Yet medical records should have a logical and well-functioning structure using the language of computer science in the form of a cascade or evolutionary model. Further, we believe that mass computerization, in contradistinction to the primary predestination purpose, increases the number of time-consuming medical records, with the evidence that it enhances the occupational burnout among physicians. Clear and concise medical documentation is necessary to handle economic and legal issues in medicine. However, the creation of medical records sits at the crux between a health-conscious provision of the best evidence-driven treatment and the continuum of care and a potential health detriment caused by taking away the time and care devoted to the patient by healthcare professionals. We submit that the hitherto pattern of creating medical records requires a turnabout to attain the intended reasons and user-friendliness for practical ends.
Article
Results from longitudinal studies are ambiguous regarding the direction of effects between job stressors and burnout over time. We meta-analyzed possible reciprocal relations between job stressors and burnout in k = 48 longitudinal studies (N = 26,319), accounting for variation of time intervals in primary studies by using continuous time meta-analysis. Additionally, we analyzed whether country-level job resources (job control & job support; k = 31 European studies, N = 17,747) moderated the effect of job stressors on burnout (stressor-effect) and the effect of burnout on job stressors (strain-effect). Further, we analyzed the replicability of the primary studies by assessing between-study heterogeneity, publication bias, and statistical power. Reciprocal effects between job stressors and burnout exist. The stressor-effect is small, whereas the strain-effect is larger and moderated by job control and job support. Analyses of the different burnout symptoms (emotional) exhaustion and depersonalization/cynicism demonstrated that reciprocal relations between emotional exhaustion and job stressors exist, but depersonalization/cynicism is not directly related to job stressors. Between-study heterogeneity was comparable to other psychological studies, whereas statistical power of primary studies was comparatively large. Conclusions are limited because few primary studies used time intervals of less than 12 months, more than two measurement occasions, and objective measures of stressors. Overall, results imply the need for extended job stress models and new job stress interventions that help employees cope with burnout symptoms.