Abstract
Háttér és célkitűzések: Tanulmányunk célja két vizsgálaton keresztül ismertetni az észlelt stressz, a jóllét, valamint a proaktív és a kollektív megküzdés közötti kapcsolatot magyar munkavállalói mintán. Eredményeink hozzájárulnak a célcsoport munkával kapcsolatos megéléseinek, viselkedéses reakcióinak pontosabb megismeréséhez, miközben iránymutatásul szolgálhatnak ezek fejlesztése során. Módszer: Mindkét vizsgálatban keresztmetszeti eljárással és kényelmi mintavétellel gyűjtöttünk adatokat felnőtt, magyar munkavállalói mintán. Az első vizsgálat (N = 312) fókuszában az észlelt stressz, a jóllét és a proaktív megküzdés közötti kapcsolat feltárása áll, míg a második vizsgálat (N = 811) a Kollektív Megküzdés Kérdőív magyar nyelvű adaptációjának validitásvizsgálatát helyezi előtérbe. Eredmények: Az első vizsgálat a nemzetközi szakirodalommal összhangban megerősítette, hogy szignifikáns kapcsolat van az észlelt stressz, bizonyos jóllétkomponensek és a proaktív megküzdés között – utóbbiak az észlelt stressz varianciájának közel 50%-át magyarázzák együttesen. A második vizsgálat a Kollektív Megküzdés Kérdőívet megbízható mérőeszközként azonosította, noha az eredeti kérdőív faktorstruktúráját nem sikerült teljes mértékben reprodukálni, és a konstruktumvaliditás vizsgálatához választott változókkal mutatott korrelációk erőssége is alacsonyabb lett a vártnál. Következtetések: Noha vizsgálatainkat érdemes a továbbiakban longitudinális elrendezéssel is megismételni, eredményeink alátámasztják, hogy a proaktív, illetve a társas megküzdés fontos szerepet tölt be a stressz és a jóllét kapcsolatában.
Bevezetés
Munkastressz és észlelt stressz
A stressz – nem túlzott mértékben – teljesen természetes és hasznos jelenségként lehet életünk része. A kifejezést jellemzően negatív értelemben használja a köznyelv, a distresszhez kapcsolódó élmények, tünetek leírására: hirtelen elfelejtett gondolatok, zavartság, megemelkedett pulzus, bizonyos esetekben szorongás. Megélhetjük azonban ennek pozitív, erőforrásainkat mozgósító formáját is: az eustresszt. A helyzettel kapcsolatos reakció attól függ, milyen mértékben képes az egyén alkalmazkodni a bekövetkező eseményekhez (Bárdos, 2013; Freire és mtsai, 2018; Hargrove és mtsai, 2013).
A Kognitív Tranzakcionalista Modell (Lazarus és Folkman, 1984) szerint az, hogy az egyén szubjektív értékelése a rá ható eseményekkel kapcsolatban meghatározza, hogy stressznek éli-e meg őket, illetve hogy milyen hatással lesznek azok a testi, lelki egészségére, valamint a megküzdő viselkedésére, alátámasztja annak fontosságát és szükségességét, hogy felmérjük a stressz szubjektív megélését a stresszt kiváltó tényezők, vagyis a stresszorok objektív felmérése mellett.
Az észlelt stressz fogalma azt takarja, hogy az egyén mennyire érzi a rá ható eseményeket stresszesnek, előrejelezhetetlennek és kontrollálhatatlannak (Cohen és mtsai, 1983). Az észlelt stressz számos kutatásban szerepelt akár független változóként, vizsgálva annak kapcsolatát a fizikai és mentális egészséggel (lásd például Teh és mtsai, 2013), akár függő változóként, egyes stresszkezelő intervenciók hatékonyságának vizsgálata során (lásd például: Oman és mtsai, 2006), akár moderátor változóként az objektív életesemények, körülmények és az egészségi állapot közötti kapcsolatban (Senn és mtsai, 2014).
Megküzdés a stresszel – a proaktív és a kollektív megküzdés
A megküzdés (coping) fogalmát Lazarus és Folkman (1984) olyan kognitív és viselkedéses erőfeszítésként határozza meg, amelynek célja az egyén erőforrásait meghaladó vagy jelentősen igénybe vevő külső vagy belső ingerek megfelelő kezelése. A megküzdési stratégiákat több módon csoportosíthatjuk és értelmezhetjük – tanulmányunkban két, kutatási szempontból újszerűnek tekinthető megközelítést, a proaktív és a kollektív megküzdést mutatjuk be részletesebben. Valamint az adaptív megküzdési stratégiák hozzájárulnak a magasabb fokú rezilienciához és az alacsonyabb mértékű depresszióhoz (Meyer és mtsai, 2022).
Noha több jövőorientációjú megküzdési stratégiát ismerünk (Drummond és Brough, 2016), fontos, hogy megkülönböztessük a proaktív megküzdést egyéb típusú megküzdési stratégiáktól (Aspinwall, 2011), köztük a hasonlóan csengő preventív megküzdéstől (Drummond és Brough, 2016; Serrano és mtsai, 2021). A proaktív személy arra törekszik, hogy javítsa, fejlessze életét és környezetét (Greenglass és mtsai, 1999), számára a megküzdés sokkal inkább világnézet jellegű, mintsem egy kiragadott válaszreakció (Greenglass és mtsai, 1999). Azok az egyének, akiknek fejlettebb a proaktív megküzdési képességük, alacsonyabb szintű negatív affektivitásról számoltak be (Polk és mtsai, 2020). Továbbá ezek az egyének képesek voltak virágzást (thriving) megélni munkájuk során, ami növelte a karrierrel kapcsolatos alkalmazkodóképességüket (Jiang, 2017). A proaktív megküzdés (Greenglass és mtsai, 1999) autonóm, az egyén által meghatározott célkitűzéseket és azok megvalósítását jelenti, magába foglalva a célok eléréséhez szükséges önszabályozó működést; mérése a Proaktív Megküzdés Kérdőív (Proactive Coping Inventory, PCI) (Greenglass és mtsai, 1999) használatával történik.
Tekintve, hogy a munkahelyek többségében teamek, csoportok dolgoznak együtt, akik sokszor ugyanazon munkahelyi stresszorok hatása alatt állnak, fontos lehet a munkacsoportok közös megküzdésének, vagyis a kollektív copingnak a vizsgálata is. Kollektív copingról a munkahelyen akkor beszélünk, amikor egy munkacsoport kerül szembe egy közösen észlelt fenyegetéssel vagy káros helyzettel, és kollektív cselekvést kezdeményez, hogy megelőzze, megszüntesse vagy csökkentse a stresszes helyzetet, valamint a helyzetet pozitív módon értelmezze, vagy enyhítse annak negatív hatásait és következményeit (Peiro és Rodriguez, 2008). A folyamat a stresszhelyzet közösen kialakított értelmezésével indul, a közös értelmezést segíti a tagok közötti interakció, a csoport közös kultúrája és viselkedési szabályai (Peiro és Rodriguez, 2008). A stresszel való kollektív megküzdésnek része a probléma közös megbeszélése, átértékelése.
Pozitív pszichológiai értelmezési keret és a jóllét
A pozitív pszichológia egy néhány évtizedes múltra visszatekintő terület a pszichológia tudományán belül, ami a korábbi betegségfókuszú szemléletet frissíti fel az egészséges személyiség és az optimális működés fejlesztésének hangsúlyozásával (Seligman és Csíkszentmihályi, 2000). Érdemes erre a hagyományos pszichológiát és annak eszközeit kiegészítő megközelítésként tekinteni, amely ernyőfogalomként magába foglalja az élet pozitív elemeit – úgymint a pozitív érzelmeket, pozitív karaktervonásokat –, miközben arra törekszik, hogy egyaránt figyelmet fordítson az emberi viselkedés, érzelmek és gondolkodás jó és kevésbé jó részére is (Seligman és mtsai, 2005).
A pozitív pszichológia egyik központi fogalma a pszichológiai értelemben vett jóllét, melyre vonatkozóan számos elmélet ismert, azonban ezek között jelentős eltérések vannak, nincs egy általánosan elfogadott nézőpont (Goodman és mtsai, 2017). A tanulmányunkban közölt első vizsgálatban a pszichés jóllétet a Seligman (2011) által leírt multidimenzionális jóllét modellre (PERMA) alapozva vizsgáljuk, míg a második tanulmányban a jóllétet a Koppenhágai Kérdőív a Munkahelyi Pszichoszociális Tényezőkről II (COPSOQ II) vonatkozó tételei alapján értelmezzük. Seligman (2011) korábbi, autentikus életöröm-elméletét egészítette ki két további elemmel, kialakítva így az ún. PERMA modellt, amely magába foglalja a pozitív érzelmek (pl. boldogság, hála, szeretet), az elmélyülés (valamint elköteleződés bizonyos tevékenységek, célok mellett úgy a munkában, mint a magánéletben), a kapcsolatok (hangsúlyozva a pozitív, kölcsönösségen alapuló kapcsolatok kialakítását, ápolását), a jelentésteliség és értelmesség, valamit a teljesítmény és siker megélését. Ahhoz, hogy az egyén pszichés jólléte növekedjen, egyaránt szükséges minden területet ápolni és fejleszteni.
A proaktív és a kollektív coping összefüggése a stresszel és a jólléttel
A stressz, a jóllét és a megküzdési stratégiák közötti kapcsolat összetett: Amennyiben az egyén (vagy a munkahelyi kollektíva) nem tud sikeresen megküzdeni vele, a krónikusan fennálló stressznek negatív hatása lehet a testi-lelki egészségre, ami megjelenik a szubjektív jóllétre gyakorolt negatív hatásban is (Quick és mtsai, 2003; Quick és Henderson, 2016). A stresszel való hatékony megküzdés azonban csökkenti a stresszállapotot, így a stressz fizikai és mentális egészségre való negatív hatását is (Madakasira és O’Brien, 1987; Bleich és mtsai, 2003), amely összefüggés jól tükröződik azokban a kutatási eredményekben, melyek szerint az adaptívabb megküzdési stratégiák negatívan járnak együtt a distresszel, míg pozitívan a jólléttel, valamint a jóllét és a stressz is negatívan korrelál (Meng és D’Arcy, 2015). A jövőorientációjú proaktív megküzdés szintén pozitív kapcsolatot mutat a jólléttel, azonban negatívat a depresszióval és a szorongással (Serrano és mtsai, 2021).
Bár a kollektív coping esetében kevesebb korábbi kutatási eredmény áll rendelkezésre, de egy rokon konstruktumnak, a társas támogatásnak a stresszel és a jólléttel való kapcsolatai alapján (lásd például Jolly és mtsai, 2021) itt is azt várjuk, hogy pozitív kapcsolatban lesz a jólléttel, és negatívban az észlelt stresszel, vagyis hogy minél magasabb a kollektív coping szintje a személynek, annál magasabb szintű egészségi és jóllét állapot, és annál alacsonyabb szintű észlelt stressz jellemzi.
A bemutatott szakirodalmi összefoglalóra alapozva a két vizsgálat céljai: 1) feltárni az észlelt stressz, a jóllét, valamint a proaktív és a kollektív megküzdés közötti kapcsolatot; 2) validitásvizsgálatot végezni a Kollektív Megküzdés Kérdőív magyar adaptációján.
I Vizsgálat
Módszer
Minta. A kérdőívet kitöltők közül 312 fő felelt meg a beválasztási kritériumnak, miszerint nagykorú, magyar munkavállalók, akiknek az elmúlt legalább egy hónapban munkaviszonyuk volt. A végleges minta átlagéletkora 36,32 év (SD = 11,366), 33,02% férfi, 66,98% nő. 70,51%-uk a versenyszférában, 23,71%-uk az állami szektorban, 5,76%-uk a nonprofit szektorban dolgozik. A mintában szereplő munkavállalók 35,89%-a vezetői, 53,52% nem vezetői pozíciót tölt be, míg 7,37%-uk gyakornok.
Eszközök. A kérdőívcsomag a demográfiai kérdéseken túlmenően számos mérőeszközt tartalmazott, amelyek közül jelen cikkben három kérdőívre vonatkozóan mutatjuk be az eredményeket: a) Észlelt Stressz Kérdőív (Stauder és Konkoly Thege, 2006), b) Proaktív Megküzdés Kérdőív (Greenglass és mtsai, 1999), c) Munkahelyi PERMA Profilozó (Butler és Kern, 2016). A résztvevőket tájékoztattuk az adatgyűjtés és feldolgozás biztonságosságáról, az anonimitásról, valamint a kérdőívcsomagban szereplő kérdések típusairól (skálán megválaszolható kérdések).
Az Észlelt Stressz Kérdőívet Stauder és Konkoly Thege (2006) adaptálták magyar nyelvre Cohen és munkatársai (1983) eredeti Perceived Stress Scale (PSS) nevű kérdőíve alapján. A 14 tételből álló kérdőív ötfokú Likert-skálán (0-tól 4-ig terjedő értékeléssel) megválaszolható kérdéseket tartalmaz, amelyek közül 7 fordított item. A kérdőív egyes tételeit összeadva kapjuk meg az észlelt stressz pontszámot. Az adatok elemzése során az egyes kérdőívek eltérő terjedelmű skálái miatt minden esetben a skálák átlagait vettük alapul a pontszámok meghatározásakor. A kérdőív megbízhatósága magas (Cronbach-alfa = 0,886).
A Proaktív Megküzdés Kérdőív magyar nyelvű fordítását Kardos készítette 2013-ban – a validálás folyamatban van – Greenglass (1999) Proactive Coping Inventory (PCI) nevű kérdőíve alapján. Az eredetileg 6 alskálából (Proaktív megküzdés, Reflektív megküzdés, Stratégiai tervezés, Preventív megküzdés, Gyakorlati támogatás keresése, Érzelmi támogatás keresése) és összesen 52 itemből álló kérdőívből jelen vizsgálatban csak a Proaktív megküzdés alskálát használtuk, amely 14 tételből, azok közül 3 fordított itemből áll. Az egyes állításokat négyfokú (1-től 4-ig terjedő) Likert-skálán kell értékelni. A kérdőív egyes tételeit összeadva kapjuk meg az észlelt stressz pontszámot. A kérdőív megbízhatósága magas (Cronbach-alfa = 0,839).
A Munkahelyi PERMA Profilozó magyar nyelvű fordítását Balogh végezte 2021-ben – a validálás folyamatban van – Butler és Kern (2016) The Workplace PERMA Profiler nevű kérdőíve alapján. A 23 tételből álló kérdőív 11-fokú Likert-skálán értékelhető, amelyek között nincs fordított item. A mérőeszköz összesen 9 alskálát tartalmaz a következő módon: Pozitív érzelmek (3 tétel), Elmélyülés (3 tétel), Kapcsolatok (3 tétel), Értelem (3 tétel), Teljesítmény és siker (3 tétel), Negatív érzelmek (3 tétel), Egészség (3 tétel), Boldogság (1 tétel), Magányosság (1 tétel). A jóllét pontszámot a Pozitív érzelmek, Elmélyülés, Kapcsolatok, Értelem, Teljesítmény és siker, valamint a Boldogság alskálák átlagaként kapjuk meg. A kérdőív megbízhatósága magas (Cronbach-alfa = 0,821).
Eljárás. A kutatás során keresztmetszeti eljárást, valamint kényelmi mintavételt alkalmaztunk: az adatokat online kérdőív megosztásával gyűjtöttük. A keresztmetszeti elrendezés célja a változók közötti lehetséges kapcsolatok feltárása, amit a jövőben longitudinális elrendezéssel folytatott mintavétel követ, amennyiben jelen eredmények indokolják ezt.
Statisztikai elemzés. A felvett adatokat az adattisztítás elvégzését követően a JASP szoftverrel elemeztük. A normalitásvizsgálat során a minta méretére való tekintettel a Shapiro–Wilk-próba eredményét vettük figyelembe (Yap és Sim, 2011), amely alapján a minta nem követi a normáleloszlást a Munkahelyi PERMA Profilozó és a Proaktív Megküzdés Kérdőív esetében, míg az Észlelt Stressz Kérdőívhez tartozó adatok követik a normáleloszlást. Ezen eredményeket alapul véve a további elemzések során nem parametrikus eljárásokat használunk.
Etikai vonatkozások. A résztvevők tájékoztatást kaptak a kutatás céljáról, miszerint a munkahelyi pszichés jóllét, az észlelt stressz és a proaktív megküzdési stratégia közötti kapcsolatot vizsgáljuk felnőtt, magyar munkavállalói mintán. A vizsgálatot az Egyesített Pszichológiai Kutatásetikai Bizottság (EPKEB) engedélyezte. Az etikai engedély sorszáma: 2021-125 (2021-28).
Eredmények
Leíró statisztika. A leíró statisztikákat az 1. táblázatban ismertetjük.
A változók leíró statisztikái
| Átlag | Szórás | |
| Észlelt stressz | 1,959 | 0,681 |
| Proaktív megküzdés | 3,030 | 0,489 |
| PERMA pontszám | 6,994 | 1,500 |
| Pozitív érzelmek | 6,533 | 1,926 |
| Elmélyülés | 6,316 | 2,017 |
| Kapcsolatok | 7,120 | 1,757 |
| Értelem | 7,635 | 1,593 |
| Teljesítmény és siker | 7,541 | 1,515 |
| Negatív érzelmek | 4,348 | 2,076 |
| Egészség | 6,731 | 2,036 |
| Boldogság | 6,471 | 2,354 |
| Magányosság | 4,587 | 2,968 |
Korrelációs elemzés. A változók közötti kapcsolatok vizsgálatát korrelációs elemzéssel végeztük. Figyelembe véve a normalitásvizsgálat eredményét, Spearman-féle rangkorrelációt használtunk (2. táblázat).
A fő változók közötti kapcsolatok
| Észlelt stressz | Proaktív megküzdés | |
| Proaktív megküzdés | –0,388** | – |
| PERMA pontszám | –0,527** | 0,397** |
| Pozitív érzelmek | –0,552** | 0,373** |
| Elmélyülés | –0,341** | 0,323** |
| Kapcsolatok | –0,360** | 0,234** |
| Értelem | –0,403** | 0,339** |
| Teljesítmény és siker | –0,500** | 0,451** |
| Negatív érzelmek | 0,552** | –0,228** |
| Egészség | –0,423** | 0,182* |
| Boldogság | –0,512** | 0,349** |
| Magányosság | 0,169* | –0,065 |
Megjegyzés: ** a korreláció szignifikanciaszintje 0,001; * a korreláció szignifikanciaszintje 0,01.
Regresszióelemzés. A korrelációs elemzés eredményeiből kiindulva a kapcsolatok irányán és erősségén túlmenően azt is vizsgáltuk, hogy az egyes változók milyen mértékben magyarázzák az észlelt stressz pontszám varianciáját. A szignifikáns korrelációs kapcsolatokat, valamint a szakirodalmi hátteret alapul véve lineáris regresszióelemzést végeztünk a lehetséges modellek meghatározásához.
A modell függő változójaként az észlelt stressz pontszámot határoztuk meg, független változókként a proaktív megküzdés pontszám, valamint a munkahelyi pszichés jóllétet vizsgáló PERMA kérdőív összes alskálája (Pozitív érzelmek, Elmélyülés, Kapcsolatok, Értelem, Teljesítmény és siker, Negatív érzelmek, Egészség, Boldogság, Magányosság) került elsődlegesen bevonásra. Enter módszert alkalmazva először az összes fent említett változót bevontuk egy modellbe, majd az egyes változók szignifikanciaszintjét vizsgálva a nem szignifikáns elemeket kivontuk a további modellekből. A tisztított első modellben mindössze három szignifikáns együttható szerepelt, amelyek a Negatív érzelmek, az Egészség és a Proaktív megküzdés. Ez a modell a függő változó varianciájának 44,4%-át (ΔR2) magyarázza (F = 83,851, p ≤ 0,001). Figyelembe véve a függő és független közötti, valamint a független változók közül a PERMA-hoz kapcsolódó változók közötti korrelációs kapcsolatokat, valamint a szakirodalmi megfontolásokat, a modell bővítése mellett döntöttünk. A meglévő, szignifikáns együtthatókhoz elsőként a Negatív érzelmek „párját”, a Pozitív érzelmeket adtuk, mivel a megélt érzelmeket fontos mindkét pólus mentén értelmezni és vizsgálni, valamint a stressz esetében is beszélhetünk eustresszről és distresszről – előbbi esetében a pozitív érzelmek szerepe jelentős. Az így kapott második modell szintén szignifikáns, a függő változó varianciájának 46,9%-át (ΔR2) magyarázza (F = 69,655, p ≤ 0,001). Tekintve, hogy a munkahelyi környezetben értelmezett stressz szorosan összefügghet a teljesítménnyel és a megélt sikerekkel, tettünk egy próbát ezen változó bevonására is. Sajnos, amennyiben a második modellt bővítettük az új változóval, a Pozitív érzelmek és a Teljesítmény és siker változók egyaránt kiestek a szignifikáns változók közül, míg az első modellt csak a Teljesítmény és siker változóval kiegészítve a második modellnél gyengébb magyarázóerőt kaptunk: noha a modell továbbra is szignifikáns, a függő változó varianciájának mindössze 46,5%-át (ΔR2) magyarázza (F = 68,642, p ≤ 0,001).
A statisztikai elemzéseket és a vonatkozó szakirodalmat összevetve a második modellt tartottuk meg, amely választ ad kutatási kérdésünkre (3. táblázat).
Az észlelt stressz varianciáját magyarázó regressziós modell
| Nem sztenderdizált B | Sztenderdizált Beta | t | Szig. | |
| Negatív érzelmek | 0,110 | 0,335 | 6,763 | <0,001 |
| Egészség | –0,064 | –0,192 | −4,206 | <0,001 |
| Proaktív megküzdés | –0,322 | –0,233 | −5,239 | <0,001 |
| Pozitív érzelmek | –0,072 | –0,203 | −3,918 | <0,001 |
| R2 | 0,476 | |||
| Korrigált R2 | 0,469 | |||
| Szignifikancia | <0,001 | |||
Következtetések
Kutatásunkban megvizsgáltuk az észlelt stressz, a jóllét komponensek, valamint a proaktív megküzdés közötti kapcsolatokat magyar munkavállalói mintán. A korrelációs elemzésekre, valamint a vonatkozó szakirodalomra alapozva alakítottuk ki regressziós modellünket, amely három lehetséges modell közül statisztikailag és szakmailag egyaránt a legerősebbnek bizonyult, és az észlelt stressz függő változó variancájának közel 50%-át magyarázza három jóllét faktor és a proaktív megküzdés együttes figyelembevételével. Eredményeink összhangban vannak korábbi kutatásokkal, miszerint szignifikáns kapcsolat van a vizsgált fő változóink között (Meng és D’Arcy, 2015; Mayordomo-Rodríguez és mtsai, 2014; Mayordomo és mtsai, 2016).
A proaktív coping és a jóllét között, más szerzőkhöz (Serrano és mtsai, 2021) hasonlóan, szignifikáns kapcsolatot találtunk, ami hozzájárulhat a munkahelyi kivirágzáshoz és a karrierrel kapcsolatos jobb alkalmazkodási képességhez (Jiang, 2017).
Az észlelt stressz és a negatív érzelmek közötti szignifikáns, pozitív irányú kapcsolat közvetve ugyan, de egy irányba mutat Langerak és munkatársai (2022) eredményeivel, miszerint az alacsony szintű proaktív megküzdés pozitívan korrelál a munkával kapcsolatos bizonytalansággal, ami okozhat megnövekedett észlelt stresszt.
Negatív irányú, szignifikáns kapcsolatot találtunk az észlelt stressz, a pozitív érzelmek, a proaktív megküzdés és az egészség változók között, ami hasonló eredmény, mint Polk és munkatársai (2020) kutatása során: a fejlettebb proaktív megküzdési képességekkel rendelkező egyének alacsonyabb negatív affektivitást élnek meg, ami kapcsolódik az észlelt stressz mértékéhez.
A nemzetközi szakirodalommal összhangban álló eredményeink alapján elmondható, hogy a Negatív érzelmek, Egészség, Pozitív érzelmek – mint jóllét komponensek – és a proaktív megküzdés együttesen jelentős mértékben hozzájárul az észlelt stressz szintjéhez. Érdemes tehát ezen jóllét faktorok (Teljesítmény és siker, Egészség) ápolására és fejlesztésére figyelmet fordítani, valamint általános copingstílusok helyett specifikusakat – úgymint a jövőorientációjú proaktív megküzdés – alkalmazni a munkával kapcsolatos lehetséges negatív hatásokkal szemben (Giunci és mtsai, 2019).
Kellő odafigyeléssel így csökkenhet a munkával kapcsolatos észlelt stressz mértéke, hiszen az adaptívabb megküzdési stratégiák lehetővé tehetik, hogy a stresszort kevésbé fenyegetőnek ítélje az egyén (Freire és mtsai, 2018), valamint erősíthetjük a magasabb szintű jólléttel járó pozitív megéléseket – például a kivirágzást, ami a pozitív pszichológia egyik általános céljának is tekinthető (Seligman, 2011; Jiang, 2017).
II Vizsgálat
Módszer
Minta. A kérdőívet 811 fő töltötte ki. Az átlagéletkoruk 39,24 év volt (SD = 12,06), és átlagosan 7,52 éve (SD = 8,47) dolgoznak a jelenlegi munkahelyükön. A kitöltők demográfiai mutatók szerinti eloszlását a 4. táblázat mutatja be.
A minta demográfiai jellemzői
| Nem | |||||
| Férfi | Nő | ||||
| 29,7% | 70,2% | ||||
| Legmagasabb iskolai végzettség | |||||
| Általános iskola | Középfokú | OKJ | Főiskola | Egyetem | PhD/szakképzés |
| 0,1% | 20% | 9,7% | 23,4% | 43,4% | 3,5% |
| Családi állapot | |||||
| Egyedülálló | Párkapcsolat | Élettársi | Házas | Elvált | Özvegy |
| 19,7% | 21,6% | 8,9% | 40,7% | 7,6% | 1,5% |
| Munkavégzés helyszíne | |||||
| Otthoni | Munkahelyen | Vegyes | |||
| 5,8% | 65,9% | 28,3% | |||
Eszközök. A kutatásban részt vevők egy kérdőívcsomagot töltöttek ki, mely az alábbi mérőeszközöket tartalmazta: Észlelt Stressz Kérdőív magyar verziója (Stauder és Konkoly Thege, 2006), Kollektív Megküzdés Kérdőív (Zhang és Long, 2006), Koppenhágai Kérdőív a Pszichoszociális Tényezőkről 2. (COPSOQ2), magyar adaptáció (Nistor és mtsai, 2015), Konfliktusmegoldó Kérdőív 16 tételes magyar nyelvű változat (Rózsa és mtsai, 2008), a Szervezeti Polgár Viselkedés Kérdőív (OCB) magyar verzióját Szabó és munkatársai (2018) fordították. A kérdőív 21 tételből áll, és ötfokú skálán jelölhetik a kitöltők, mennyire értenek egyet a tételekkel. A tételek között személyes, szervezeti és szerep szervezeti polgár viselkedésre vonatkozó állítások is vannak. A Kollektív Megküzdés Kérdőív magyarra adaptálását kutatócsoportunk végezte. Jelen tanulmányban csak a Kollektív Megküzdés Kérdőív, az Észlelt Stressz Kérdőív és a COPSOQ2 kérdőív a jólléthez, valamint a társas támogatáshoz köthető alskáláinak eredményeit elemeztük.
A COPSOQ2 kérdőív Egészség és Jóllét Dimenziójába három alskála tartozik. Az alskálák 4-4 tételből állnak, a válaszokat ötfokú skálán jelölhették meg a kitöltők. Az első alskála a Kiégés (hiánya) (Cronbach-alfa: 0,890), a második a Stressz (hiánya) (Cronbach-alfa: 0,869), a harmadik az Alvászavarok (Cronbach-alfa: 0,862). Mindhárom skála a jóllét irányába mér, vagyis a magasabb pontszám magasabb jóllétet jelez. A COPSOQ2 kérdőívből jelen vizsgálatban használtuk még a Támogatás a felettestől (Cronbach-alfa: 0,803) és a Támogatás a munkatársaktól skálákat (Cronbach-alfa: 0,680), mindkettő 3-3 tételből áll, és ötfokú Likert-skálán méri a válaszokat fordított irányban, vagyis a magasabb pontszám alacsonyabb támogatást jelez, ezért a továbbiakban ezeket a skálákat átneveztük a Támogatás hiánya a felettestől és a Támogatás hiánya a munkatársaktól skálákra.
A Kollektív Megküzdés Kérdőív 16 tételből áll. A kitöltők egy 4 fokú skálán értékelték, hogy az adott állítás mennyire jellemző rájuk (1 = nem jellemző, 2 = alig jellemző, 3 = jellemző, 4 = nagyon jellemző). Az eredeti, angol nyelvű kérdőívet kutatócsoportunk tagjai fordították magyarra, majd egy anyanyelvi szinten angolul beszélő fordító visszafordította a tételeket angolra, így ellenőriztük a fordítás helyességét. Tekintve, hogy jelen kutatásunk egyik célja a kérdőív validitásának vizsgálata, a kérdőív további jellemzőit az Eredmények részben mutatjuk be.
Az Észlelt Stressz Kérdőív tíztételes magyar verziója ötfokú skálán mér, mintánkon jó belső konzisztenciával rendelkezik (Cronbach-alfa: 0,853).
A Konfliktusmegoldó Kérdőív 16 tételes, magyar nyelvű verziója négyfokú skálán vizsgálja az egyéni megküzdési stratégiákat, melyek négy skálába rendeződnek, ezek a Feszültségredukció (Cronbach-alfa: 0,548), Kognitív átstrukturálás (Cronbach-alfa: 0,662), Problémaelemzés (Cronbach-alfa: 0,443) és Passzív megküzdés (Cronbach-alfa: 0,292). Tekintve, hogy a passzív megküzdés skála csak két tételből áll, és a reliabilitása is alacsony, az elemzésekbe nem vettük be.
Eljárás. Az online kérdőívhez a kitöltők toborzása kényelmi mintavétellel történt, „hólabda” módszerrel. A toborzásban részt vettek a szerző több egyetemi kurzusának hallgatói, szakdolgozói, akik saját ismeretségi körükben küldték tovább a kérdőívet.
Statisztikai elemzések. Az adatok elemzését a Spearman-féle korrelációs vizsgálattal, Mann–Whitney-próbával, Kruskal–Wallis-teszttel és feltáró faktorelemzés segítségével végeztük el, melyekhez az IBM SPSS (29-es verzió) programját vettük igénybe.
Etikai vonatkozások. A kutatásban való részvétel önkéntes volt, a kérdőív kitöltése bármikor szüneteltethető és megszakítható volt, a részvételről és a vizsgálat céljáról pontos tájékoztatást adtunk az online kérdőív kezdő lapján, ahol a résztvevők csak a Beleegyező nyilatkozat aláírása után tudtak továbblépni a kitöltés megkezdésére. A kérdőívek kitöltése anonim módon történt. A kutatás 2021-ben kapott etikai engedélyt (2021/436.) az ELTE Etikai Bizottságtól.
Eredmények
A Kollektív Megküzdés Kérdőív magyarra adaptálása. A kérdőív belső konzisztenciájának vizsgálatához elemeztük a Cronbach-alfa-mutatót, majd feltáró faktorelemzést végeztünk. A teljes skálára nézve a Cronbach-alfa-mutató 0,912. Az itemek közötti és az item-totál korrelációk figyelembevételével, valamint a faktoranalízis eredményei alapján egy tételt kihagytunk a végleges kérdőívből (2. Megpróbáltam elkerülni a csoportomban lévő emberekkel való vitát, hogy fenntartsam a harmóniát). Ennél a tételnél az item-totál korreláció 0,232 volt, míg a többi tételnél ez mindig magasabb volt, mint 0,376. A tétel elhagyása esetén a Cronbach-alfa 0,918-ra módosulna.
A dimenzióredukció módszereként főfaktor-analízist végeztünk, oblimin forgatással, mely megengedi a faktorok korrelációját. Azon komponensek kerültek be a számításba, melyek sajátértéke (Eigenvalue) nagyobb, mint egy. Az elemzés során először egy háromfaktoros szerkezet rajzolódott ki, azonban ebben a változatban az egyik tétel (Tanácsot kértem egy rokontól/baráttól, akinek nagyra tartom a véleményét.) kommunalitása nagyon alacsony volt (0,190), ezért azt elhagytuk. A második változatban kétfaktoros megoldást kaptunk, ott azonban egy tétel (Megpróbáltam a csoportomból másokat is bevonni, hogy együtt oldjuk meg a problémát) közel azonos módon töltött mind a két faktorra, ezért azt a tételt is elhagytuk, így a végső változatban 13 tételt vizsgáltunk, és egy kétfaktoros megoldást kaptunk. A Kaiser–Mayer–Olkin-érték alapján az elemszám megfelelő volt, a faktoranalízis eredményei értelmezhetőek (KMO = 0,931). A Bartlett-teszt alapján, mely az itemek teljes függetlenségét teszteli, feltételezhetjük, hogy az itemek között megfelelően erősek a korrelációk χ2(df = 78) = 4620,218, p < 0,001. A korrelációs tábla alapján megállapítottuk, hogy nincs kollinearitás (a korrelációk erőssége r = 0,259 és r = 0,752 között van), a determináns értéke alapján nincs multikollinearitás (D = 0,001).
A két faktor az itemek teljes varianciájának 51%-át magyarázza meg.
A végső, kétfaktoros megoldásban a kérdőív faktorstruktúráját az 5. táblázat mutatja be. A második faktorba mindössze három tétel került, melyek a csoporttagokkal való beszélgetéssel, érzelmek és gondolatok megosztásával kapcsolatosak. Ezt a faktort Gondolatok, érzelmek megosztása faktornak neveztük el, az első faktort pedig Problémafókuszú, kognitív stratégiák faktornak. Az első faktor reliabilitása kellően magas (Cronbach-alfa 0,907), a második faktor megbízhatósága is kielégítő (Cronbach-alfa 0,746).
A 13 elemű kérdőív itemeinek faktortöltései oblimin forgatást követően
 |
A kérdőív konvergens validitásának vizsgálatához elemeztük együtt járását az Észlelt Stressz Kérdőív összpontszámával, a COPSOQ2 kérdőív Kiégés, Stressz és Alvászavarok alskáláival, valamint a Konfliktusmegoldó Kérdőív 16 tételes magyar nyelvű változatával (Rózsa és mtsai, 2008).
A validitásvizsgálatokban a két faktor mellett a 15 tételes kérdőív összpontszámát is használtuk.
A Kollektív coping összefüggése a Megküzdési Módok Kérdőív alskáláival. A változók nem normális eloszlása miatt az összefüggéseket Spearman-féle korrelációs elemzéssel vizsgáltuk. A kollektív megküzdésnek nincs szignifikáns összefüggése a Feszültségredukció skálával, szignifikáns, pozitív, gyenge erősségű korrelációt találtunk viszont a kollektív megküzdés és a Kognitív átstrukturálás skála (r = 0,284, p < 0,001), valamint a Problémaelemzés skála (r = 0,280, p < 0,001) között.
A Kollektív coping összefüggése a felettestől és a munkatársaktól érkező támogatással. A konstruktív validitás, illetve a szociális támogatástól való elkülönítés érdekében vizsgáltuk a kollektív megküzdés és a COPSOQ2 kérdőívnek a felettestől és a munkatársaktól érkező támogatás hiányára vonatkozó skálái közötti összefüggést is. A talált korrelációkat a 6. táblázat mutatja be.
A Kollektív Coping Kérdőív összefüggései a COPSOQ2 kérdőív Támogatás hiánya a felettestől és Támogatás hiánya a munkatársaktól skáláival. Spearman-féle korrelációs együtthatók
| Kollektív coping összpont | Kollektív coping 1. faktor | Kollektív coping 2. faktor | Támogatás hiánya a felettestől | Támogatás hiánya a kollégáktól | |
| Kollektív coping összpont | – | 0,959** | 0,774** | –0,151** | –0,320** |
| Kollektív coping 1. faktor | 0,959** | – | 0,628** | –0,152** | –0,261** |
| Kollektív coping 2. faktor | 0,774** | 0,628** | – | –0,070 | –0,325** |
| Támogatás hiánya a felettestől | –0,151** | –0,152** | –0,070 | – | 0,471** |
| Támogatás hiánya a kollégáktól | –0,320** | –0,261** | –0,325** | 0,471** | – |
Megjegyzés: **p < 0,01
A 6. táblázatból látható, hogy a várakozásunknak megfelelően szignifikáns negatív korreláció van a felettestől és a kollégáktól érkező támogatás hiánya és a kollektív megküzdés minden mutatója között, és a korreláció erőssége a kollégáktól érkező támogatás esetén nagyobb.
A kollektív megküzdés összefüggése a demográfiai változókkal. A nők szignifikánsan magasabb pontszámot értek el a kollektív megküzdés összpontszámában a Mann–Whitney-teszt szerint (U = 35052, Z = −5,454, p < 0,001). Az iskolai végzettség szignifikánsan összefüggött a kollektív megküzdés összpontszámával Kruskal–Wallis-teszttel vizsgálva [H = 18,428 (5), p < 0,01], a felsőfokú végzettségűek szignifikánsan több kollektív megküzdést alkalmaztak, mint a középfokú végzettségűek a páronkénti Mann–Whitney-próba szerint (U = 37731, Z = −3,782, p < 0,01). Sem a családi állapot, sem a munkavégzés helyszíne (távmunka, jelenléti munka) nem függött össze szignifikánsan a kollektív copinggal. Az életkornak és a munkahelyen eltöltött időnek a kollektív megküzdéssel való kapcsolatát Spearman-korrelációval vizsgálva semelyik esetben sem kaptunk szignifikáns korrelációt.
A Kollektív Megküzdés összefüggése az észlelt stresszel, a jóllét mutatóival. A kollektív kérdőív összpontszáma, illetve az első és a második faktorból kialakított skála is szignifikánsan korrelált az Észlelt Stressz Kérdőív összpontszámával (rendre r = 0,279, p < 0,01, r = 0,260, p < 0,01, r = 0,239, p < 0,01).
A kollektív Megküzdés skála összpontszáma és első faktora nem korrelált szignifikánsan a COPSOQ2 kérdőív egyik Jóllét alskálájával sem, a kérdőív második faktora (Gondolatok, érzelmek megosztása) gyenge negatív korrelációban volt a Kiégés (hiánya) (r = –0,081, p < 0,05) skálával.
Következtetések
A Kollektív Megküzdés Kérdőív faktorszerkezete jelen kutatásban eltér az eredeti kérdőív kialakításakor talált faktorszerkezettől: míg Zhang és Long (2006) más megküzdési kérdőív tételeivel vegyítve alakította ki háromfaktoros struktúráját, melyben a kollektív megküzdés tételek egy különálló faktorba kerültek, a mi kutatásunkban a kétfaktoros megoldást találtuk a legjobbnak. A két faktorba került megküzdési stratégiák aszerint voltak elkülöníthetők egymástól, hogy inkább problémafókuszú, valamint kognitív (a helyzet értelmezésére irányuló), vagy a stresszes helyzettel kapcsolatos érzelmek, gondolatok megosztására épülő stratégiákat foglalnak-e magukban. Bár az utóbbi faktorba csak három tétel tartozott, de volt olyan kritériumváltozó, amellyel csak ez a faktor függött össze szignifikánsan, ami megerősíti elkülönülő természetét ezeknek a stratégiáknak.
A Kollektív Megküzdés Kérdőív gyenge, pozitív együttjárása a kritériumváltozóként használt, egyéni megküzdési stílusokat mérő Konfliktusmegoldó Kérdőív problémafókuszú megküzdést vizsgáló skáláival arra utal, hogy bár a Kollektív Megküzdés Kérdőív kialakításakor a szerzők nagyban támaszkodtak a Konfliktusmegoldó Kérdőív tételeire (Zhang és Long, 2006), a két változó mégis tartalmában eltér egymástól. A kollektív megküzdés és a munkahelyi társas támogatás két mutatójának pozitív irányú összefüggése azt jelzi, hogy a két konstruktum elméleti eltéréseik ellenére összefügg egymással: míg a társas támogatás egyfajta segítség, amelyet mi kapunk a környezetünkben lévőktől, ahol az egyén szerepe egyfajta passzív befogadása ennek a segítségnek, ugyanakkor a kollektív coping az egyén aktív közreműködését feltételezi a probléma társak, kollégák segítségével történő megoldásában. A két fogalom közötti pozitív korreláció utalhat arra, hogy a kollektív coping elősegítheti azt, hogy munkatársaink segítsenek nekünk, vagy éppen fordítva, csak olyan munkatársak megléte esetén működik a kollektív coping, akik maguk is támogatók.
A kollektív megküzdést az eredményeink szerint kevéssé magyarázzák demográfiai változók, a nemmel ugyanakkor jelentős mértékben összefügg: a nők szignifikánsan magasabb pontszámot értek el a skálán. A nőkre általában jellemzőbb a szociális támaszkeresés (Rózsa és mtsai, 2008), csakúgy, mint a „Gondoskodás és barátkozás” stresszes helyzetben a „Harcolj, vagy menekülj” válasszal szemben (Taylor és mtsai, 2000; Turton és Campbell, 2007). Ebbe a mintázatba jól illeszkedik a kollektív coping gyakoribb használata is. Gyengébb összefüggést mutattunk még ki az iskolai végzettség és a kollektív megküzdés között. Az eredmények szerint a felsőfokú végzettségűekre jellemzőbb a gondolatok, érzelmek megosztása a kollégákkal stresszhelyzetben. Az iskolai végzettség és a szociális támogatás közötti kapcsolat a szakirodalomban is megjelenik. Egyes szerzők szerint a magasabb iskolai végzettségnek az egészségre gyakorolt pozitív hatása részben éppen a társas támogatáson keresztül érvényesül: a magasabb iskolai végzettség nagyobb szociális háló kiépítését teszi lehetővé, aminek révén több társas támogatáshoz férnek hozzá az egyének (Brandt és Hagge, 2020). Saját kutatásunk eredményei ezenfelül azt is mutatják, hogy a magasabb iskolai végzettség nem csak a szociális támogatáshoz való hozzáférést növeli, hanem annak aktív kérését, igénybevételét is a megküzdés során.
Várakozásainknak megfelelően találtunk kapcsolatot a kollektív megküzdés és az észlelt stressz között, bár a korrelációk meglehetősen alacsonyak voltak. Mind a Gondolatok és Érzések Megosztása faktor, mind a Problémafókuszú Kognitív Stratégiák faktor, mind a kérdőív összpontszáma gyengén, pozitívan korrelált az észlelt stresszel, arra utalva, hogy akik nagyobb stresszt élnek át, azokra jellemzőbb a kollektív megküzdési stratégiák használata. Az észlelt stressz keresztmetszeti vizsgálatokban általában negatív irányú összefüggésben van a pozitív, adaptív megküzdési stratégiák (pl. pozitív átkeretezés, elfogadás, tervezés) használatával, és pozitívan korrelált az olyan megküzdési stratégiákkal, mint az önkritika, az ábrándozás és a társas visszahúzódás (Guruprakash és mtsai, 2018; Onieva-Zafra és mtsai, 2020). A jelen kutatásban talált gyenge, pozitív korreláció utalhat arra, hogy a kollektív coping nem képes csökkenteni az átélt stresszt, de keresztmetszeti kutatás révén ebben nem lehetünk biztosak – elképzelhető, hogy éppen azoknak van szükségük a megküzdés ezen formájának használatára, akik magasabb stresszt élnek át. Az észlelt stresszel való együttjárásoknak megfelelően alakult a kollektív megküzdés összefüggése a Jóllét mutatóival: jelen kutatásban csak a kollektív megküzdés skála második faktora korrelált gyengén, de a várttal ellentétes, vagyis negatív irányban a Kiégés hiánya alskálával. A korábbi szakirodalmi eredmények szerint az adaptív megküzdési formák általában pozitív kapcsolatban vannak a mentális egészség különböző mutatóival (Freire és mtsai, 2016), bár jelen kutatás keresztmetszeti elrendezése nem teszi lehetővé a kapott eredmény egyértelmű magyarázatát. Csakúgy, mint az észlelt stressz esetében, itt is elképzelhető ugyanakkor, hogy a kollektív megküzdés egyfajta végső megküzdési stratégia, amelyet akkor és azok vetnek be, akik kiemelkedően magas stressznek vannak kitéve, és ezzel egybevágóan kiégésközeli állapotban vannak.
Összefoglalás
Tanulmányunk célja két, elsőre talán különböző nézőpontokat bemutató vizsgálatokon keresztül ismertetni és hangsúlyozni az észlelt stressz, a jóllét, valamint a proaktív és a kollektív megküzdés közötti kapcsolatot. Eredményeink hozzájárulnak a magyar munkavállalók munkával kapcsolatos megéléseinek, viselkedéses reakcióinak pontosabb megismeréséhez, miközben iránymutatásul szolgálhatnak ezek fejlesztése során. Mind elméleti, mind praktikus szempontból fontos a Kollektív Megküzdés Kérdőív magyarra adaptálása, amely megbízható mérőeszközként egyaránt támogatja a kutatási és az általános szervezeti mérési célokat.
További gyakorlati alkalmazást tekintve kiemelkedik a stresszkezelés és az önismeret fontossága, ami az általunk feltárt szignifikáns kapcsolatok ismeretében fejleszthető egyes jóllét komponensek, a proaktív és a kollektív megküzdési stratégiák megfelelő gyakorlásával.
Limitációk
A tanulmányok esetében érdemes szem előtt tartani néhány limitáló tényezőt, amelyek árnyalják az eredmények általánosíthatóságának mértékét. A vizsgálatok bár elnevezésükben átfedő konstruktumokra irányulnak, a megközelítések és a vizsgálati célok egyaránt jelentősen eltérnek egymástól. Az első vizsgálat célja egy adott mintán feltárni a változók közötti lehetséges kapcsolatokat, valamint megvizsgálni azok milyenségét. Ezzel szemben a második vizsgálat egy magyar nyelvre adaptált mérőeszköz validitásáról számol be.
Mindkét vizsgálat kitér az észlelt stresszre, azonos mérőeszközzel vizsgálva azt, azonban eltérő értelmezési keretben reflektálnak a pszichológiai értelemben vett jóllét, valamint a megküzdés változókra. Előbbi esetében az első vizsgálat a PERMA modell mentén – jóllét komponensekkel dolgozva, kifejezetten a jóllét mérésére kifejlesztett eszköz –, a második vizsgálat a COPSOQII szerint – a jóllétet negatívan befolyásoló tényezőkből kiindulva történik a mérés – tekint a jóllétre. Utóbbi megközelítés számos szakmai dilemmát generált már, hiszen nem következtethetünk egyértelműen valamilyen negatívum hiányából arra, hogy a pozitív konstruktum megfelelő módon van jelen: a negatív faktorok alacsony jelenléte vagy hiánya nem feleltethető meg teljes mértékben a jóllét meglétével (Kun és Gadanecz, 2019).
Továbbá mindkét vizsgálat keresztmetszeti elrendezést használ, amely leginkább az adott minta adott pillanatnyi jellemzőire képes megbízhatóan rávilágítani. Az általunk alkalmazott mintavételi eljárás nem teszi lehetővé, hogy eredményeinket általánosítsuk a teljes magyar munkavállalói állományra vagy különböző típusú szervezetekre.
Vizsgálataink természetéből fakadóan nem állíthatjuk teljes bizonyossággal, hogy eredményeinkre kizárólag az általunk vizsgált faktorok voltak hatással. Mind a stressz, mind a megküzdés esetében számos olyan tényező fordulhat elő, amelyek különböző mértékben formálhatják a válaszadók megítélését. Ezeket a tényezőket azonban hasznosabbnak látjuk például interjúval vagy naplózási kvalitatív eljárással azonosítani, mintsem a kiszűrésükre törekedni.
Az eredmények általánosabb, hosszabb távra kiterjeszthető megerősítéséhez érdemes longitudinális elrendezésű, valamint szektor vagy szervezettípus szerint specifikus vizsgálatokat alkalmazni – ez az első vizsgálat esetében tervezett, a második vizsgálat természetéből fakadóan kevésbé indokolt, hiszen a validitás ellenőrzésének kritériumai teljesülnek.
Irodalom
Aspinwall, L. G. (2011). Future-Oriented thinking, proactive coping, and the management of potential threats to health and well-being. In S. Folkman (Ed.), The Oxford handbook of stress, health, and coping (pp. 334–365). Oxford: Oxford University Press.
Bárdos, G. (2013). Az érzelmek biológiai aspektusai. In Bányai, É., & Varga, K. (Eds.), Affektív pszichológia: Az emberi késztetések és érzelmek világa (pp. 345–356). Budapest: Medicina.
Bleich, A., Gelkopf, M., & Solomon, Z. (2003). Exposure to terrorism, stress-related mental health symptoms, and coping behaviors among a nationally representative sample in Israel. JAMA, 290(5), 612. https://doi.org/10.1001/jama.290.5.612.
Brandt, J., & Hagge, K. S. (2020). Education and social support: Do migrants benefit as much as natives? Comparative Migration Studies, 8(1). https://doi.org/10.1186/s40878-020-00199-w.
Butler, J., & Kern, M. L. (2016). The perma-profiler: A brief multidimensional measure of flourishing. International Journal of Wellbeing, 6(3), 1–48. https://doi.org/10.5502/ijw.v6i3.526.
Cohen, S., Kamarck, T., & Mermelstein, R. (1983). A global measure of perceived stress. Journal of Health and Social Behavior, 24(4), 385. https://doi.org/10.2307/2136404.
Drummond, S., & Brough, P. (2016). Proactive coping and preventive coping: Evidence for two distinct constructs? Personality and Individual Differences, 92, 123–127. https://doi.org/10.1016/j.paid.2015.12.029.
Freire, C., Ferradás, M., Núñez, J., Valle, A., & Vallejo, G. (2018). Eudaimonic well-being and coping with stress in university students: The mediating/moderating role of self-efficacy. International Journal of Environmental Research and Public Health, 16(1), 48. https://doi.org/10.3390/ijerph16010048.
Freire, C., Ferradás, M. D., Valle, A., Núñez, J. C., & Vallejo, G. (2016). Profiles of psychological well-being and coping strategies among university students. Frontiers in Psychology, 7. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2016.01554.
Giunchi, M., Vonthron, A.-M., & Ghislieri, C. (2019). Perceived job insecurity and sustainable wellbeing: Do coping strategies help? Sustainability, 11(3), 784. https://doi.org/10.3390/su11030784.
Goodman, F. R., Disabato, D. J., Kashdan, T. B., & Kauffman, S. B. (2017). Measuring well-being: A comparison of subjective well-being and perma. The Journal of Positive Psychology, 13(4), 321–332. https://doi.org/10.1080/17439760.2017.1388434.
Greenglass, E. R., Schwarzer, R., & Taubert, S. (1999). Proactive coping inventory. PsycTESTS Dataset. https://doi.org/10.1037/t07292-000.
Guruprakash, K., Atul, B., Mehta, S., Prakash, J., Divinakumar, K., Khan, S., & Patra, P. (2018). A study of relationship between perceived stress, coping pattern, Burnout, and general psychopathology among the Postgraduate Medical Students. Industrial Psychiatry Journal, 27(1), 141. https://doi.org/10.4103/ipj.ipj_20_18.
Hargrove, M. B., Nelson, D. L., & Cooper, C. L. (2013). Generating eustress by challenging employees. Organizational Dynamics, 42(1), 61–69. https://doi.org/10.1016/j.orgdyn.2012.12.008.
Jiang, Z. (2017). Proactive personality and career adaptability: The role of thriving at work. Journal of Vocational Behavior, 98, 85–97. https://doi.org/10.1016/j.jvb.2016.10.003.
Jolly, P. M., Kong, D. T., & Kim, K. Y. (2021). Social Support at work: An integrative review. Journal of Organizational Behavior, 42(2), 229–251. https://doi.org/10.1002/job.2485.
Kun, A., & Gadanecz, P. (2019). Workplace happiness, well-being and their relationship with psychological capital: A study of Hungarian teachers. Current Psychology, 41(1), 185–199. https://doi.org/10.1007/s12144-019-00550-0.
Langerak, J. B., Koen, J., & van Hooft, E. A. J. (2022). How to minimize job insecurity: The role of proactive and reactive coping over time. Journal of Vocational Behavior, 136, 103729. https://doi.org/10.1016/j.jvb.2022.103729.
Lazarus, R. S., & Folkman, S. (1984). Stress, appraisal, and coping. New York: Springer.
Madakasira, S., & O’Brien, K. F. (1987). Acute posttraumatic stress disorder in victims of a natural disaster. The Journal of Nervous and Mental Disease, 175(5), 286–290. https://doi.org/10.1097/00005053-198705000-00008.
Mayordomo, T., Viguer, P., Sales, A., Satorres, E., & Meléndez, J. C. (2016). Resilience and coping as predictors of well-being in adults. The Journal of Psychology, 150(7), 809–821. https://doi.org/10.1080/00223980.2016.1203276.
Mayordomo-Rodríguez, T., Meléndez-Moral, J. C., Viguer-Segui, P., & Sales-Galán, A. (2014). Coping strategies as predictors of well-being in youth adult. Social Indicators Research, 122(2), 479–489. https://doi.org/10.1007/s11205-014-0689-4.
Meng, X., & D’Arcy, C. (2015). Coping strategies and distress reduction in psychological well-being? A structural equation modelling analysis using a national population sample. Epidemiology and Psychiatric Sciences, 25(4), 370–383. https://doi.org/10.1017/s2045796015000505.
Meyer, D., Van Rheenen, T. E., Neill, E., Phillipou, A., Tan, E. J., Toh, W. L., … Rossell, S. L. (2022). Surviving the COVID-19 pandemic: An examination of adaptive coping strategies. Heliyon, 8. https://doi.org/10.2139/ssrn.3959610.
Nistor, K., Ádám, S., & Cserháti, Z. (2015). A Koppenhágai Kérdőív a Munkahelyi Pszichoszociális Tényezőkről II (COPSOQ II) magyar verziójának pszichometriai jellemzői. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 16(2), 179–207.
Oman, D., Hedberg, J., & Thoresen, C. E. (2006). Passage meditation reduces perceived stress in health professionals: A randomized, controlled trial. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 74(4), 714–719. https://doi.org/10.1037/0022-006x.74.4.714.
Onieva-Zafra, M. D., Fernández-Muñoz, J. J., Fernández-Martínez, E., García-Sánchez, F. J., Abreu-Sánchez, A., & Parra-Fernández, M. L. (2020). Anxiety, perceived stress and coping strategies in nursing students: A cross-sectional correlational descriptive study. https://doi.org/10.21203/rs.2.10722/v2.
Peiro, J., & Rodriguez, I. (2008). Work stress, leadership and organizational health. Papeles Del Psicólogo – Psychologist Papers, 29(1), 88–99.
Polk, M. G., Smith, E. L., Zhang, L.-R., & Neupert, S. D. (2020). Thinking ahead and staying in the present: Implications for reactivity to daily stressors. Personality and Individual Differences, 161, 109971. https://doi.org/10.1016/j.paid.2020.109971.
Quick, J., Cooper, C., & Nelson, D. (2003). Stress, health, and well-being at work. In J. Greenberg (Ed.), Organizational behavior: The state of the science (pp. 53–89). Lawrence Erlbaum.
Quick, J., & Henderson, D. (2016). Occupational stress: Preventing suffering, enhancing wellbeing. International Journal of Environmental Research and Public Health, 13(5), 459. https://doi.org/10.3390/ijerph13050459.
Rózsa, S., Purebl, G., & Susánszky, É. (2008). A Megküzdés Dimenziói: A Konfliktusmegoldó Kérdőív hazai adaptációja. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 9(3), 217–241.
Seligman, M. E. P. (2011). Flourish – Élj boldogan! A boldogság és a jól-lét radikálisan új értelmezése. Akadémiai Kiadó.
Seligman, M. E., & Csikszentmihalyi, M. (2000). Positive psychology: An introduction. American Psychologist, 55(1), 5–14. https://doi.org/10.1037/0003-066x.55.1.5.
Seligman, M. E., Steen, T. A., Park, N., & Peterson, C. (2005). Positive psychology progress: Empirical validation of interventions. American Psychologist, 60(5), 410–421. https://doi.org/10.1037/0003-066x.60.5.410.
Senn, T. E., Walsh, J. L., & Carey, M. P. (2014). The mediating roles of perceived stress and health behaviors in the relation between objective, subjective, and neighborhood socioeconomic status and perceived health. Annals of Behavioral Medicine, 48(2), 215–224. https://doi.org/10.1007/s12160-014-9591-1.
Serrano, C., Andreu, Y., Greenglass, E., & Murgui, S. (2021). Future-oriented coping: Dispositional influence and relevance for adolescent subjective wellbeing, depression, and anxiety. Personality and Individual Differences, 180, 110981. https://doi.org/10.1016/j.paid.2021.110981.
Staduer, A., & Konkoly Thege, B. (2006). Az Észlelt Stressz Kérdőív (PSS) Magyar Verziójának Jellemzői. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 7(3), 203–216. https://doi.org/10.1556/mental.7.2006.3.4.
Szabó, Z. P., Czibor, A., Restás, P., Szászvári, K., Ágoston, V., & Krasz, K. (2018). A szervezeti együttműködés kutatása. Kiből és miért lesz jó szervezeti polgár? Alkalmazott Pszichológia, 18(3), 69–96.
Taylor, S. E., Klein, L. C., Lewis, B. P., Gruenewald, T. L., Gurung, R. A., & Updegraff, J. A. (2000). Biobehavioral responses to stress in females: Tend-and-befriend, not fight-or-flight. Psychological Review, 107(3), 411–429. https://doi.org/10.1037/0033-295x.107.3.411.
Teh, H. C., Archer, J. A., Chang, W., & Chen, S. A. (2013). Mental well-being mediates the relationship between perceived stress and perceived health. Stress and Health, 31(1), 71–77. https://doi.org/10.1002/smi.2510.
Turton, S., & Campbell, C. (2007). Tend and befriend versus fight or Flight: Gender differences in behavioral response to stress among university students. Journal of Applied Biobehavioral Research, 10(4), 209–232. https://doi.org/10.1111/j.1751-9861.2005.tb00013.x.
Yap, B. W., & Sim, C. H. (2011). Comparisons of various types of normality tests. Journal of Statistical Computation and Simulation, 81(12), 2141–2155. https://doi.org/10.1080/00949655.2010.520163.
Zhang, D., & Long, B. C. (2006). A multicultural perspective on work-related stress: Development of a collective coping scale. Handbook of Multicultural Perspectives on Stress and Coping, 555–576. https://doi.org/10.1007/0-387-26238-5_24.
