Examensarbete, 30 hp
Psykologprogrammet vid Umeå universitet, 300 hp Ht2020
Handledare: Ingrid Schéle
TRYGGT ANSTÄLLD?
Tvärsnittsstudie om upplevd
anställnings(o)trygghet, organisatorisk
rättvisa och copingstrategier bland
kommunal vård- och omsorgspersonal
Vi vill tacka de anställda inom vård och omsorg som tagit sig tid att besvara vår enkät, samt de arbetsgivare och fackliga företrädare i Västerbotten som har bistått oss i rekryteringen av deltagare. Vidare vill vi tacka Magnus Sverke och Johnny Hellgren vid Stockholms universitet för att de har tillhandahållit skattningsskalor, och till Mojgan Padyab vid Umeå universitet som har hjälpt oss att fylla i våra kunskapsluckor gällande coping.
Ett särskilt varmt tack till vår handledare Ingrid Schéle för värdefull handledning under vårt examensarbete. Hon har betonat vikten av att kunna ifrågasätta sin egen metod, men också att ha tålamod under processens upp- och nedgångar. Hennes uppmuntran samt kontinuerliga och insiktsfulla feedback har hjälpt oss att ro den här uppsatsen i hamn.
Sammanfattning
En alltmer globaliserad och konkurrensutsatt ekonomi har de senaste decennierna krävt ökad flexibilitet på arbetsmarknaden. Tidigare forskning har uppmärksammat hur förändringarna påverkar anställdas attityder och välbefinnande i olika sektorer. Anställningsotrygghet, det vill säga oron över att förlora arbetet eller att arbetssituationen ska försämras, är ett väldokumenterat fenomen som visat sig ha negativ påverkan på psykisk hälsa. Få studier har dock undersökt anställningsotrygghet inom vård och omsorg. Syftet med föreliggande tvärsnittsstudie var att undersöka relationen mellan trygghet och otrygghet i anställningen, organisatorisk rättvisa samt copingstrategier för vård- och omsorgspersonal. Anställda inom kommunal vård och omsorg i Västerbotten (n = 205) besvarade en enkät om deras nuvarande anställning, arbetssituation och hur de hanterar problem kopplade till arbetet. Svarsfrekvensen uppskattades vara 12 %. Regressionsanalyserna visade att anställningstid minskar kvantitativ men inte kvalitativ anställningsotrygghet i vår data. Därtill fann vi ett negativt samband mellan anställningsotrygghet och organisatorisk rättvisa samt ett positivt samband mellan anställningsotrygghet och undvikande coping. Tvärtemot tidigare forskning fann studien inget samband mellan anställningstrygghet och problemlösande eller emotionsfokuserad coping. Sammantaget stödjer delar av resultatet tidigare forskning och belyser vikten av att studera anställningsotrygghet för yrkesgrupper med olika arbetsvillkor.
Nyckelord: anställningsotrygghet, kvantitativ anställningsotrygghet, kvalitativ anställningsotrygghet, organisatorisk rättvisa, proceduriell rättvisa, informativ rättvisa, coping, problemlösande coping, emotionsfokuserad coping, undvikande coping
Abstract
The labor market has changed dramatically during the last decades due to increased globalization and competition, and thus consequently increased the demands of flexibility. Thus, previous studies have examined the effects on employees’ attitudes and well-being in different sectors of the labor market. The negative impact of job insecurity – i.e worrying about potential job loss or loss of valued job features – on mental health is well established in the academic field of psychology. The purpose of the present thesis was therefore to investigate the relationship between job insecurity, organizational justice and coping mechanisms for health care workers in the public sector by using a cross-sectional study design. Municipality workers in Västerbotten (n = 205) answered a questionnaire concerning their current employment, work environment and how they cope with problems at work. The estimated response rate was 12 %. The regression analysis showed a statistically significant decrease of quantitative but not qualitative job insecurity in relation to job tenure. Furthermore, the results showed a negative correlation between job insecurity and organizational justice, and a positive correlation between job insecurity and avoidant coping. However, contrary to our hypothesis and previous studies no relationship was detected between job insecurity and problem-solving or emotion-focused coping. The results of this study partly supports the findings of previous research. Nevertheless it highlights the importance of research on job insecurity for employees in different sectors with varying conditions.
Key words: job insecurity, quantitative job insecurity, qualitative job insecurity, organizational justice, procedural justice, informative justice, coping, emotion focused coping, problem-solving coping, avoidant coping
Tryggt anställd? Tvärsnittsstudie om anställningsotrygghet för kommunal vård- och omsorgspersonal
De senaste decennierna har arbetslivet genomgått stora förändringar när organisationer behövt anpassa sig till ökad globalisering och en alltmer oförutsägbar marknad (Sverke et al., 2006). Genom privatiseringar, fler underleverantörer, outsourcing, fusioner, uppsägningar och osäkrare anställningskontrakt har flexibiliteten och konkurrenskraften ökat för arbetsgivaren, på bekostnad av de anställdas trygghet (Låstad et al., 2016), och i sin tur hälsa (Sverke et al., 2006; Cheng & Chan, 2008). Den offentliga sektorn har inte undantagits marknadslogik, där new public management kanske tydligast exemplifierar fenomenet. För att effektivisera verksamheter och tillgodose ett varierande behov av personal har tim- och behovsanställningar kraftigt ökat sedan 2005 (SCB, 2020) och i en jämförelse från 2018 låg Sverige på sjunde plats i flest tidsbegränsade anställningar i EU (SCB, 2018). De tidsbegränsade anställningarna återfinns i många branscher, men i vård- och omsorgssektorn dominerar de i antal (SCB, 2020). Mot bakgrund av detta presenterade regeringen i år en utredning om ändringar i Lagen om anställningsskydd (Arbetsmarknadsdepartementet, 2020), vars uttalade syfte var att utarbeta förslag som främjar verksamheters anpassningsförmåga till en föränderlig ekonomi samt att underlätta för yngre att etablera sig på arbetsmarknaden. Det skulle ske genom att bland annat utöka undantagen i turordningsreglerna, vilket enligt utredningen förväntas drabba främst äldre och lågavlönade arbetstagare (Arbetsmarknadsdepartementet, 2020). Äldre anställda är den grupp som i högst grad skyddas av dagens turordningsregler där sist in först ut-principen tillämpas (Arbetsmarknadsdepartementet, 2020). Det råder delade meningar om utredningsförslaget, medan arbetsgivarorganisationer välkomnar det i stort (se ex. Svenskt näringsliv, 2020) har det väckt kritik från fackliga organisationer då det anses allvarligt försämra anställningsskyddet och ge utrymme för godtyckliga uppsägningar (se ex. LO, 2020).
Det finns flertalet studier som undersökt sambanden mellan arbetssituation och hälsorelaterade aspekter. Exempelvis har oro inför att förlora arbetet eller viktiga aspekter av arbetet visat sig ha negativa samband med psykisk och fysisk hälsa (Cheng & Chan, 2008; Richter et al., 2013; Sverke et al., 2002).
Anställningsotrygghet och anställningstrygghet
Oron över att förlora arbetet kallas inom psykologisk forskning för job insecurity (“anställningsotrygghet,” översättning Låstad et al., 2016, s. 9). Dess motsats, job security (anställningstrygghet, vår översättning) ingår som en del av det psykologiska kontrakt som finns utöver det formella anställningsavtalet mellan arbetsgivare och arbetstagare (Rousseau, 1989). Grunden för det psykologiska kontraktet är förväntningar om att en rättvis lön, bra villkor och trygghet fungerar som en garant för den anställdas arbetsprestationer och ansvarskänsla gentemot arbetsgivaren (Rousseau, 1989; Låstad et al., 2016). Det psykologiska kontraktet är ett fundament i den anställdas upplevelse av trygghet, och när kontraktets fortlevnad står på spel upplever anställda anställningsotrygghet (Davy et al., 1997). Anställningsotrygghet betraktas som en av arbetslivets vanligaste stressorer med negativa konsekvenser för både individ och organisation (Låstad et al., 2016; Sverke et al., 2006).
Greenhalgh och Rosenblatt (1984) var bland de första att definiera anställningsotrygghet. Författarna beskrev fenomenet som upplevd maktlöshet inför att behålla önskad kontinuitet i en hotad arbetssituation (Greenhalgh & Rosenblatt, 1984, s. 438). Även begreppet anställningstrygghet används av Greenhalgh och Rosenblatt (1984), där bristen på anställningsotrygghet innebär anställningstrygghet.
Flera samtida studier gör distinktioner mellan de kognitiva och affektiva delarna av anställningsotrygghet (se ex. Pienaar et al., 2013) där den kognitiva komponenten syftar på den
anställdes tankar om anställningen och uppskattningar av sannolikheten att förlora jobbet, kontinuitet eller innehåll i arbetet. Den affektiva komponenten behandlar istället de känslor som rör anställningsotryggheten, vilket i sin tur kan vara baserade på de resurser och den förmåga som personen anser sig ha för att hantera situationen (Pienaar et al., 2013).
Hellgren et al. (1999) skilde på kvantitativ och kvalitativ anställningsotrygghet. Kvantitativ anställningsotrygghet är oro inför att förlora arbetet, och kvalitativ anställningsotrygghet är oro för att arbetssituationen ska försämras i fråga om till exempel anställningsform, villkor, lön eller karriärmöjligheter (Hellgren et al., 1999). I forskningsfältet om anställningsotrygghet har stort fokus lagts på de kvantitativa aspekterna utifrån ett antagande om att de leder till större negativa konsekvenser för den enskilda individen och organisationen (Blontenberg & Richter, 2020; De Witte et al., 2010). På senare år har kvalitativ anställningsotrygghet fått större forskningsutrymme, och exempelvis De Witte et al. (2010) visar att kvantitativ och kvalitativ anställningsotrygghet är stressorer med likvärdiga effekter på arbetsrelaterat och allmänt välbefinnande.
Organisatorisk rättvisa
Greenhalgh och Rosenblatts (1984) beskrev informationsspridning som en bidragande faktor till de anställdas upplevelse av otrygghet. Författarna hävdade att såväl formell som informell information från ledningshåll kan påverka upplevelsen av trygghet på arbetsplatsen (Greenhalgh & Rosenblatt, 1984). Brist på information kan lämna utrymme för intern ryktesspridning och osäkerhet kring vad som förväntas av en som anställd (Låstad et al., 2016), vilket i sin tur riskerar medföra att arbetstagarna blir oroliga för sin anställning.
Ett teoretisk konstrukt som ligger i linje med Greenhalgh och Rosenblatt (1984), men som ämnar beskriva de anställdas känsla av rättvisa baserat på tillgång till information, är organizational justice (organisatorisk rättvisa, vår översättning). Organisatorisk rättvisa består av fyra delar: distributiv, proceduriell, interpersonell och informativ rättvisa (Colquitt, 2001). Distributiv rättvisa avser en upplevd rättvis fördelning av krav och förmåner mellan de anställda på arbetsplatsen; proceduriell rättvisa innebär en inkluderade och rättvis beslutprocess (Colquitt, 2001). Interpersonell rättvisa speglar en respektfull behandling av anställda från ledningshåll; och slutligen upplever de anställda informativ rättvisa när de anser sig få tillräcklig information om processer inom organisationen för att själva kunna ta informerade beslut (Colquitt, 2001).
Delaktighet är en central aspekt i proceduriell rättvisa (Colquitt, 2001); Låstad et al. (2016) skrev att de anställdas delaktighet i organisatoriska beslutsprocesser korrelerar negativt med känsla av anställningsotrygghet. Vidare visade Keim et al. (2014) att nivåerna av anställningsotrygghet är lägre i organisationer där ledningen tydligt och kontinuerligt kommunicerar med de anställda, vilket torde innebära att det går att dra paralleller mellan dessa fynd och den informativa rättvisan (Colquitt, 2001). Upplevd rättvisa tycks buffra mot otrygghet i arbetet genom att få den anställda att känna mer kontroll (Loi et al., 2012). Givet detta kan det antas att tillgången på information och möjligheten att delta i beslutsprocesser som involverar de anställda på arbetsplatsen påverkar både känslan av rättvisa och anställningstrygghet på arbetsplatsen. Därför kommer dessa två delar av organisatorisk rättvisa – proceduriell och informativ – inkluderas i den här studien.
Copingstrategier
Folkman och Lazarus (1985) myntade begreppen problemlösande och emotionsfokuserad coping som två distinkta former av copingstrategier. En problemlösande copingstrategi innebär att försöka förändra eller eliminera en stressor genom att till exempel
söka information eller utforma en handlingsplan (Folkman & Lazarus, 1985). En emotionsfokuserad copingstrategi syftar istället till att reglera negativa känsloresponser som orsakas av stressorn, och strategierna kan inbegripa meditations- eller avslappningstekniker eller att söka socialt eller psykologiskt stöd (Folkman & Lazarus, 1985). Problemlösande coping är vanligare i situationer som bedöms vara möjliga att förändra, medan emotionsfokuserad coping är vanligare när situationen upplevs svår att påverka (Folkman & Lazarus, 1985).
Undvikande coping har därefter lagts till de två formerna av copingstrategier nämnda ovan; bland annat av Richter et al. (2013) som beskrev undvikande coping som sätt att hantera konsekvenserna av anställningsotrygghet genom att undantrycka tankar på situationen, distrahera sig eller inte låtsas om problemet. Richter et al. (2013) undersökte även hur de tre formerna av copingstrategier påverkar konsekvenserna av anställningsotrygghet.
Anställda som upplevde anställningstrygghet och använde en problemlösande copingstrategi hade högre arbetstillfredsställelse och mindre avsikt att lämna arbetsplatsen, men detsamma gällde inte för de med hög grad av anställningsotrygghet (Richter et al., 2013). Personer som upplevde hög grad av anställningsotrygghet och inte använde emotionsfokuserad coping hade större avsikt att lämna arbetsplatsen och upplevde lägre arbetstillfredställelse (Richter et al., 2013). Därtill visade författarna att en undvikande copingstrategi användes som ett sätt att hantera otryggheten trots att det innebar en ökning av de negativa konsekvenserna av anställningsotrygghet (Richter et al., 2013).
Richter et al. (2013) drog slutsatsen att problemlösande coping fungerar bättre för de som upplever anställningstrygghet medan emotionsfokuserad coping tycks ha bättre effekt för de som upplever anställningsotrygghet. Att uppleva hög anställningsotrygghet kan spegla en maktlöshet inför situationen; att uppleva låg grad av kontroll gör det svårt att hitta lösningar på problemen (Richter et al., 2013).
Utifrån Richters et al. (2013) forskning torde det gå att anta att en högre grad av anställningsotrygghet lämnar den anställda att använda vissa typer av copingstrategier över andra, det vill säga en emotionsfokuserad eller undvikande copingstrategi över en problemlösande dito. Anledningen kan tänkas vara ett krympt handlingsutrymme vid hög anställningsotrygghet, vilket lämnar den anställda att hantera de känslor som otryggheten väcker alternativt att undvika tankar och känslor kopplade till situationen. Cheng och Chan (2008) visade i en metastudie att yngre personer samt de med kortare anställningstid i högre grad säger upp sig när de upplever anställningsotrygghet, till skillnad från äldre personer med längre anställningstid. För personer som psykologiskt investerat mindre i sin arbetsplats kan det mest effektiva sättet att undvika anställningsotrygghet och dess negativa hälsokonsekvenser vara att säga upp sig (Cheng & Chan, 2008).
Av den litteratur som skrivits om anställningsotrygghet sedan Greenhalgh och Rosenblatt publicerade sin artikel 1984 har ingen, oss veterligen, studerat hur anställda inom vård och omsorg upplever och hanterar otrygghet i anställningen, eller otrygghetens koppling till organisatorisk rättvisa för gruppen. Givet de förändringar som sker på arbetsmarknaden, och som inkluderar offentlig sektor, är detta ett angeläget undersökningsområde.
Syfte och hypoteser
Den här studien hade i syfte att undersöka trygghet och otrygghet i anställningen bland vård- och omsorgsanställda i Västerbotten. Studien jämförde anställda med lång respektive kort anställningstid för att utröna huruvida tid på arbetsplatsen hade någon effekt på upplevelsen av anställningsotrygghet. Därtill undersöktes sambanden mellan anställningsotrygghet och organisatorisk rättvisa för hela gruppen. Utifrån detta formulerades följande hypoteser.
Hypotes 1A Kort anställningstid ökar graden av självskattad anställningsotrygghet.
Hypotes 1B Upplevelse av att delta i rättvisa beslutsprocesser och tillgången till information på arbetsplatsen korrelerar negativt med anställningsotrygghet.
Tidigare forskning rörande copingstrategier och anställningsotrygghet har fokuserat på hur olika copingstrategier modererar de negativa effekterna av anställningsotrygghet. Den aktuella studien fokuserade istället på att undersöka korrelationerna mellan copingstrategier och anställningstrygghet respektive anställningsotrygghet. Det ämnade bidra med information om vilka copingstrategier som är lättare respektive svårare att tillgå för anställda som upplever trygghet eller otrygghet på jobbet. Utifrån detta formulerades följande hypoteser.
Hypotes 2A Problemlösande coping korrelerar positivt och emotionsfokuserad coping korrelerar negativt med anställningstrygghet.
Hypotes 2B Undvikande coping korrelerar positivt med anställningsotrygghet. Metod
Deltagare
Urvalet bestod av kommunal vård- och omsorgspersonal i fyra kommuner i Västerbotten. Deltagarna arbetade exempelvis som vårdbiträden, undersköterskor, personliga assistenter, boendehandledare och skötare (se närmare beskrivning under Resultat). Ett exklusionskriterie för deltagande var att respondentens huvudsakliga inkomst (> 50 %) baserades på studiemedel, exempelvis från CSN. Detta resulterade i ett deltagarantal på 205, varav 197 svarande uppfyllde inklusionskriterierna (se Tabell 1). Bortfallet (n = 8) bestod av deltagare vars huvudsakliga inkomst baserades på studiemedel, eller som inte gav samtycke till att delta i enkäten.
Populationen i sin helhet överstiger 3000 anställda enligt statistik från Sveriges kommuner och Regioner (SKR, 2020), Kommunal Västerbotten och LO (Kommunal, 2020; Larsson, 2019). Utifrån feedback från våra samarbetspartners har vi utgått från att ungefär hälften av den totala populationen har nåtts av enkäten. Svarsfrekvensen beräknas vara ungefär 12 %.
Självskattningsskalor
I datainsamlingen användes självskattningskalor på svenska om anställningsotrygghet, organisatorisk rättvisa och copingstrategier. Vidare samlades bakgrundsinformation in med frågor om kön, ålder, utbildning, delade utgifter i hushållet, konsekvenser av att förlora arbetet, hemmavarande barn, anställningsform, arbetstitel, sysselsättningsgrad, facklig anslutning, fackligt ombud på arbetsplatsen, arbetsgivare, studier, studiemedel,
sysselsättningsgrad och hur länge deltagaren arbetat på sin nuvarande arbetsplats. Enkäten kan hittas i sin helhet i Appendix A.
Anställningsotrygghet
Anställningsotrygghet mättes på två femgradiga Likertskalor, delskalorna kvantitativ
anställningsotrygghet och kvalitativ anställningsotrygghet, översatta till svenska (Isaksson et
al., 1998; Hellgren et al., 1999). Kvantitativ anställningsotrygghet (α = .79) mättes med tre påståenden (ex. “Jag är rädd att jag kommer förlora mitt arbete”) och kvalitativ
anställningsotrygghet (α = .75) med fyra påståenden (ex. “Jag oroar mig över att få mindre
stimulerande arbetsuppgifter i framtiden”) (Hellgren et al., 1999). Svarsalternativen sträckte sig från Stämmer inte alls (1) till Stämmer helt (5). I föreliggande studie användes påståenden från två olika svenska översättningar av delskalan kvantitativ anställningsotrygghet (Hellgren et al., 1999) då de valda påståendena sammantaget ansågs fånga både en affektiv och en
kognitiv aspekt av anställningsotrygghet. Genom kombinationen av påståenden från de två översättningarna kringgick vi formuleringar som innehöll ordet “uppsagd”, vilket ansågs viktigt för att göra skalan relevant för respondenter med olika anställningsformer. Dessutom gjordes en språklig justering av Påstående 18a “Jag oroar mig för att behöva sluta mitt arbete tidigare än jag själv skulle önska” till “Jag oroar mig för att behöva sluta mitt jobb innan jag skulle vilja” i syfte att göra språket enklare. Vi har inte gjort några ändringar i den svenska översättningen av kvalitativ anställningsotrygghet.
Organisatorisk rättvisa
Organisatorisk rättvisa mättes på två Likertskalor, delskalorna proceduriell och
informativ rättvisa, med totalt 12 frågor. Instrumentet som användes var en justerad form av
den ursprungliga skalan med 20 frågor som utvecklades av Colquitt (2001). I den här studien översattes Colquitts frågor med stöd i en tidigare svensk översättning (Andersson-Stråberg et al., 2007) men kontextualiseras till beslut som fattas på arbetsplatsen (t.ex. Appendix A, ingress till Avsnitt 5). Respondenterna instruerades att tänka på hur beslut fattas på deras arbetsplats och uppskatta i vilken grad (1 = I mycket liten utsträckning; 5 = I mycket hög utsträckning) olika fenomen förekom. Proceduriell rättvisa (ex. “I vilken grad anser du att du har haft inflytande över hur besluten tas?) mättes med sju frågor. Informativ rättvisa (ex. “I vilken grad anser du att chefen tydligt och genomgående har förklarat hur det går till när beslut tas?”) mättes med fem frågor.
Copingstrategier
Copingstrategier undersöktes med hjälp av självskattningsformuläret Brief Cope, med totalt 14 delskalor, som avser mäta hur ofta en person använder särskilda copingstrategier när den stöter på problem i vardagen (Carver, 1997). Brief Cope är en förkortad version av Cope Inventory (Carver, 1989) som bland annat bygger på Folkman och Lazarus (1985) forskning om stress och coping. Carver (1989) beskrev olika typer av copingstrategier (hädanefter kallat dimensioner), till exempel problemlösande coping och emotionsfokuserad coping. En tredje dimension bestod av copingstrategier som Carver (1989) beskrev som dysfunktionella, men som i den här studien istället benämndes som undvikande coping (eng: avoidant) i linje med Richters et al. (2013) terminologi, i syfte att beskriva beteendet som copingstrategin innebär snarare än värdera strategin.
Föreliggande studie använde en svensk översättning av Brief Cope gjord av Muhonen och Torkelsons (2005) med några få språkliga ändringar (se nedan). Enligt Carver (1997) kan delskalor väljas fritt ur instrumentet utifrån författarens syfte. De sju delskalor som användes i den här studien har tillfredsställande intern reliabilitet (Muhonen & Torkelsson, 2005) och stämde väl överens med dimensionerna problemlösande, emotionsfokuserad och undvikande
coping. Problemlösande coping mättes med två delskalor, aktiv coping (α = .66) och planering
(α = .66) och totalt fyra påståenden (ex. "Jag agerar för att försöka förbättra situationen”, ur delskalan aktiv coping). Emotionsfokuserad coping mättes på de tre delskalorna emotionellt
socialt stöd (α = .86), religion (α = .87) och ventilering av känslor (α = .68) och med sex
påståenden (ex. "Jag får känslomässigt stöd av andra", från delskalan emotionellt socialt stöd). Slutligen undersöktes undvikande coping på två delskalor, självdistraktion (α = .58) och
uppgivenhet (α = .75), med fyra påståenden (ex. “Jag arbetar eller gör andra saker för att inte
tänka på problemet”, ur delskalan självdistraktion). Varje delskala innehöll två påståenden med fyra svarsalternativ där 1 = Mycket sällan, 2 = Ganska sällan, 3 = Ganska ofta, 4 = Mycket ofta (Muhonen & Torkelsson, 2005). Sammantaget undersöktes copingstrategier med hjälp av tre dimensioner, sju delskalor och totalt 14 frågor.
Två påståenden (se Appendix A, Påstående 22f och Påstående 22m) formulerades om i syfte att vara mer lättillgängliga, till exempel ändrades “Jag uttrycker mig verbalt” till “Jag säger saker” i Påstående 22f.
Procedur
Studien använde en tvärsnittsdesign och byggde på enkätdata från vård- och omsorgsanställda. Enkäten distribuerades till anställda genom arbetsgivare och fackföreningar (hädanefter kallade våra samarbetspartners) i kommunerna. Våra samarbetspartners mailades en länk till en digital enkät; en pappersenkät; ett följebrev till de anställda, enhetscheferna och de fackliga ombuden; en affisch; samt en instruktion om hur en säker svarslåda för pappersenkäten skulle konstrueras. Våra samarbetspartners gavs samma instruktioner för vilken information som skulle förmedlas till de anställda, men använde sedan olika rekryteringsmetoder utifrån sina förutsättningar. Till exempel skickade vissa ut enkäten endast via mail, andra rekryterade muntligt och/eller använde affischering. Enkäten kunde besvaras digitalt eller via en utskriven pappersenkät som sedan samlades in i specialgjorda svarslådor. Majoriteten av svaren på enkäten mottogs digitalt. Svarsperioden pågick i tre veckor och inbegrep tre påminnelser som våra samarbetspartners uppmanades vidarebefordra.
Analyser
Alla statistiska analyser är gjorda i SPSS Statistics 26 och SPSS Amos. Validitet testades för alla skalor med konfirmatorisk faktoranalys (CFA) där gränsvärden om ≥ .95 för Comparative fit index (CFI, Hu & Bentler, 1999) och ≥ .90-.95 för Tucker-Lewis Index (TLI) samt < .08 för Root mean square error (RMSEA, Reise, Widaman & Pugh, 1993) användes för att undersöka modellernas passform till vår data. För copingstrategier gjordes även en principalkomponentanalys (PCA) där Eigenvalues > 1 enligt Kaisers kriterium användes (Kaiser, 1960). Vidare undersöktes reliabiliteten med Cronbachs alfa (α) för alla delskalor i enkäten där α > .70 ansågs acceptabelt (Nunnally & Bernstein, 1978).
CFA för anställningsotrygghet gjordes i två steg, där en enfaktormodell (kvantitativ och
kvalitativ anställningsotrygghet som en faktor) testades mot en tvåfaktormodell (delskalorna
som två separata faktorer). Analysen förväntades mynna ut i två faktorer, kvantitativ och
kvalitativ anställningsotrygghet, i enlighet med resultat från tidigare studier (se ex. Hellgren et
al., 1999 och Låstad et al., 2016).
Eftersom den svenska översättningen av Colquitts (2001) delskalor proceduriell och
informativ rättvisa inte tidigare har använts för att undersöka beslutsprocesser på arbetsplatser
gjordes en CFA för att undersöka faktorstrukturen. Andersson-Stråberg et al. (2007) använde Colquitts fyra delskalor i svensk översättning och deras CFA visade att proceduriell och
informativ rättvisa var två distinkt skilda dimensioner av organisatorisk rättvisa. I linje med
resultatet av Andersson-Stråbergs et al. (2007) förväntades vår CFA på liknande sätt falla ut i två faktorer. I vår studie jämfördes en tvåfaktormodell (delskalorna proceduriell och informativ
rättvisa som två distinkt skilda dimensioner) med en enfaktormodell (proceduriell och informativ rättvisa som en global rättvisefaktor).
Vidare testades faktorstrukturen för coping med CFA, i vilken en 3-faktormodell (dimensionerna som distinkta faktorer) jämfördes med en 7-faktormodell (delskalorna som distinkta faktorer). Resultatet förväntades visa att 7-faktormodellen var bättre lämpad än 3-faktormodellen. De tre dimensioner som konceptualiseras förväntas inte utgöra distinkta faktorer, däremot väntades resultatet visa högre korrelationer mellan de delskalor som ingår i samma dimension (Folkman & Moskowitz, 2004; Muhonen & Torkelsson, 2005).
För att kunna jämföra faktorstrukturen med tidigare forskning på den svenska översättningen av Brief Cope (Muhonen & Torkelsson, 2005) genomfördes även en PCA (varimax rotation, Eigenvalue > 1) där antalet faktorer fixerades till sju, samma antal som delskalor. Utifrån Muhonen och Torkelssons resultat (2005) förväntades vår PCA resultera i fem distinkta faktorer; delskalorna religion, uppgivenhet, ventilering av känslor, emotionellt
stöd förväntades bilda egna faktorer och delskalorna planering och aktiv coping förväntades
tillsammans bilda en faktor. Självdistraktion som återfinns i enkäten förväntades inte nå ett Eigenvalue > 1.
Relationen mellan anställningstid och anställningsotrygghet i Hypotes 1A testades med hjälp av tre multipla linjära regressionsanalyser, där anställningsotrygghet på hel- och delskalenivå var utfallsvariabler och anställningstiden var förklaringsvariabeln. Regressionsanalyserna gjordes i två steg. I Steg 1 testades effekten av kontrollvariablerna kön, ålder, minderåriga barn som bor hemma, delade utgifter i hushållet och fackligt ombud på arbetsplatsen på utfallsvariablerna; i Steg 2 testades effekten av anställningstid på otryggheten. Det fanns ett bortfall i Steg 1 (n = 22) och Steg 2 (n = 30) eftersom alla frågorna inte var obligatoriska och vissa fritextsvar inte gick att koda. Korrelationen mellan ålder och anställningstid kontrollerades för genom en korrelationsanalys då tidigare forskning beskrivit dessa som närbesläktade begrepp (Cheng & Chan, 2008; Cohen, 1991).
För Hypotes 1B, 2A och 2B analyserades data med korrelationsanalyser. Gränsvärden för Pearsons korrelationskoefficient är r > .10 = svaga, r > .30 = medelstarka, r > .50 = stark (Cohen, 1977). För att beräkna anställningstrygghet i Hypotes 2A reverserades skalan av Hellgren et al. (1999).
Etiska överväganden
Våra samarbetspartners har inte och kommer inte att tillhandahållas information på kommun- eller verksamhetsnivå då respondenternas rätt till anonymitet inte kan garanteras i ett mindre urval. Således kommer resultatet enbart att presenteras för hela gruppen (alla kommuner) vid återkoppling till våra samarbetspartners.
Deltagarna tillhandahölls information om anonymitet och konfidentialitet innan medverkan, samt information om att de närsomhelst och utan att ange skäl kunde avbryta sin medverkan. Deltagarna lämnade en skriftlig försäkran om att de tagit ett informerat beslut och samtyckte till medverkan i studien. Datainsamlingen har skett i enlighet med riktlinjerna för examensarbete som utfärdats av Nationalkommittén för psykologi (2016) samt Lagen om etikprövning av forskning som avser människor (SFS 2003:460).
Resultat Deskriptiv statistik
Deltagarna bestod av 77.8 % (n = 151) kvinnor, en övervägande majoritet (94.9 %, n = 187) bestod av tillsvidareanställda och många hade arbetat lång tid, det vill säga över 9 år, på sin nuvarande arbetsplats (60.6 %, n = 114). Den fackliga anslutningen var hög; 94.4 % var medlemmar i ett fackförbund och 84.7 % uppgav att det fanns ett fackligt ombud på arbetsplatsen. På frågan om det skulle innebära allvarliga konsekvenser för deltagaren och dennes närmaste om den förlorade sitt arbete svarade 84.3 % ja (n = 166). Deskriptiv statistik för samtliga bakgrundsvariabler återfinns i Tabell 1.
Tabell 1
Deskriptiv data över deltagare, i antal och procent.
Variabler n % n %
Anställningsform Kön
Tillsvidareanställda 187 94.9 Kvinna 151 77.8
Vikariatanställda 10 5.1 Man 39 20.1
Arbetstitel Annan/vill ej uppge 4 2.1
Undersköterska 93 47.7 Ålder Vårdbiträde 35 17.2 18-25 år 14 7.2 Boendehandledare 46 23.6 26-35 år 39 20.0 Personlig assistent 4 2.1 36-45 år 46 23.6 Annat 17 8.7 46-55 år 49 25.1 Sysselsättningsgrad 56+ år 47 24.1 80-100 % 156 79.2 Utbildning 60-79 % 36 18.3 Grundskola (7-10 år) 7 3.6 Under 59 % 5 2.5 Gymnasium (11-13 år) 97 49.5
Antal år på arbetsplatsen Eftergymnasial utbildning < 3 år 64 32.7 0-8 år (kort tid) 74 39.4 Eftergymnasial utbildning > 3 år 27 13.8
9+ år (lång tid) 114 60.6 Har minderåriga barn 77 41.8
Fackligt anslutna 186 94.4
Ombud finns på arbetsplatsen 166 84.7
Tabell 2 visar medelvärde (M), standardavvikelse (SD) och Cronbachs alfa (α) på hel- och delskalenivå för anställningstrygghet och organisatorisk rättvisa, samt på dimensions- och delskalenivå för copingstrategier. Enligt ett oberoende t-test (t = 28.07, p = .05) skattade deltagarna högre kvalitativ (M = 3.00) än kvantitativ (M = 1.90) anställningsotrygghet med en medelvärdesskillnad på –2 och där konfidensintervall var –2.14 - –1.86. Medelvärdet för Påstående 19C, i delskalan kvalitativ anställningsotrygghet, om löneutveckling (se Appendix
A) är högre (M = 3.69, SD = 1.35) än resterande inom samma delskala; medelvärdet för övriga
påståenden på delskalan varierade mellan 2.5 - 2.9 (SD = 1.2 - 1.33).
Ett oberoende t-test (t = .10, p = .923) visade ingen statistiskt signifikant skillnad i skattningarna mellan proceduriell rättvisa (M = 3.17) och informativ rättvisa (M = 3.16). De copingstrategier som visade högst medelvärde var aktiv coping (M = 3.09) och planering (M = 2.98) och de med lägst medelvärde var religion (M = 1.26) och uppgivenhet (M = 1.68).
Delskalan kvantitativ anställningsotrygghet (α = .78) visade en god intern konsistens med Cronbachs alfa utifrån gränsvärdet > .70 (Nunnally & Bernstein, 1978), detsamma gällde för organisatorisk rättvisa på hel- och delskalenivå. Delskalan kvalitativ
anställningsotrygghet (α = .60) nådde inte gränsvärdet på >.70. Vidare uppvisades en god
intern konsistens i Brief Cope-delskalorna uppgivenhet, planering och religion. Dimensionen
emotionsfokuserad coping hade det lägsta alfavärdet bland skalorna (α = .56). Se Tabell 2 för
Tabell 2
Medelvärde, standardavvikelse och Cronbachs α på de olika delskalorna.
Skalor M SD α Total anställningsotrygghet 2.53 .74 .65 Kvantitativ 1.90 1.10 .78 Kvalitativ 3.00 .88 .60 Organisatorisk rättvisa 3.17 .92 .94 Proceduriell 3.17 .88 .90 Informativ 3.16 1.16 .95 Problemlösande copingstrategi 3.03 .60 .78 Aktiv coping 3.09 .64 .69 Planering 2.98 .72 .71 Emotionsfokuserad copingstrategi 2.12 .45 .56 Emotionellt socialt stöd 2.82 .70 .65 Ventilering av känslor 2.29 .77 .69 Religion 1.26 .66 .86 Undvikande copingstrategi 1.92 .61 .65 Självdistraktion 2.17 .83 .62 Uppgivenhet 1.68 .69 .75 Not. n = 197. Faktoranalys
Resultaten för CFA visade att en 2-faktormodell lämpade sig bäst för det specifika datat i den här studien, både för anställningsotrygghet och organisatorisk rättvisa, enligt gränsvärdena (se Tabell 3). När faktorladdningarna undersöktes laddade merparten av variablerna starkt på de två faktorerna, undantagsvis variabel 19A i delskalan kvalitativ
anställningsotrygghet och 20D i proceduriell rättvisa i 2-faktormodellen (se Tabell 4). CFA
för copingstrategier visade att 7-faktormodellen passade bättre till datat än 3-faktormodellen (se Tabell 3). Faktorladdningarna för de båda modellerna presenteras i Tabell 4 där resultatet visade starkare faktorladdningar i 7-faktormodellen.
Tabell 3
CFA för anställningsotrygghet, organisatorisk rättvisa och copingstrategier.
Modell X2(df) CFI TLI RMSEA Modelljämförelse
ΔModell ΔX2 Δdf
Anställningsotrygghet 1a. vs. 1b. 87.87 1
1a. 1-faktormodell 122.81 (14)*** .61 .23 .20 1b. 2-faktormodell 34.94 (13)*** .92 .83 .09
Organisatorisk rättvisa 2a. vs. 2b. 346.89 1
2a. 1-faktormodell 474.36 (54)*** .79 .70 .20 2b. 2-faktormodell 127.44 (53)*** .96 .95 .08 Copingstrategier 3a. vs. 3b. 356.74 21 3a. 3-faktormodell 434.05 (77)** .51 .33 .15 3b. 7-faktormodell 77.31 (56)* .97 .95 .04 Not. n = 197. * p < 0.05; ** p < 0.01; *** p < 0.001 Tabell 4
Faktorladdningar från CFA för anställningsotrygghet, organisatorisk rättvisa och copingstrategier. Skalor Anställningsotrygghet Kvantitativ Kvalitativ 18A 18B 18C 19A 19B 19C 19D 1-faktormodell .70 .64 .88 .14 .05 .12 .21 2-faktormodell .68 .62 .92 .27 .58 .56 .75
Skalor Organisatorisk rättvisa
Proceduriell Informativ
20A 20B 20C 20D 20E 20F 20G 21A 21B 21C 21D 21E
1-faktormodell .61 .72 .74 .30 .77 .71 .75 .84 .88 .88 .87 .84
2-faktormodell .75 .85 .85 .30 .83 .84 .84 .85 .93 .93 .90 .85
Skalor Copingstrategier
Problemlösande Emotionsfokuserad Undvikande
22B 22E 22G 22M 22C 22H 22F 22K 22L 22N 22A 22J 22D 22I
3-faktormodell .65 .71 .64 .75 .62 .73 .23 .32 .11 .11 .30 .41 .72 .81
Resultatet för PCA visade att den roterade faktormodellen med sju faktorer förklarade 80.2 % av den totala variansen. I Tabell 5 framgår att fyra delskalor bildade distinkta faktorer med Eigenvalues > 1, dessa var: religion, uppgivenhet, ventilering av känslor och emotionellt
socialt stöd. Vidare bildade aktiv coping och planering tillsammans en faktor med ett
Eigenvalue > 1. De fem faktorerna förklarade tillsammans 68.2 % av den totala variansen. Tabell 5
Eigenvalue och förklarad varians från PCA på copingdelskalorna.
Faktor Eigenvalue Förklarad varians (%)
1. Aktiv coping + Planering 2.91 20.81
2. Religion 2.52 17.98
3. Uppgivenhet 1.73 12.38
4. Ventilering av känslor 1.31 9.36
5. Emotionellt socialt stöd 1.08 7.78
6. Självdistraktion .91 6.53
7. Planering + ett påstående
från Emotionellt socialt stöd .76 5.46
Korrelationerna mellan delskalorna i Brief Cope återfinns i Tabell 6. Korrelationen mellan aktiv coping och planering var stark (r = .57) och korrelationen mellan
självdistraktion och uppgivenhet var medelstark (r = .31). Delskalorna i dimensionen emotionsfokuserad coping påvisade dock svaga eller inga korrelationer. Tilläggsvis gick det
att se medelstarka korrelationer mellan ventilering av känslor och uppgivenhet (r =. 28) respektive planering (r = .30), samt mellan emotionellt socialt stöd och aktiv coping (r = .26) och planering (r = .25). Tabell 6 Pearson’s r för copingdelskalorna. Variabel 1 2 3 4 5 6 7 1. Aktiv Coping 1.00 2. Planering .57** 1.00 3. Emotion .26** .25** 1.00 4. Ventilering .10 .30** .17* 1.00 5. Religion .01 .07 .04 .06 1.00 6. Självdistraktion –.16* .05 –.16* .18* .18* 1.00 7. Uppgivenhet –.14* –.06 –.15* .28** .07 .31** 1.00 Not. n = 197; * p < 0.05, ** p < 0.01
Hypotestestning
Resultaten visade att kontrollvariablerna i Steg 1 inte hade någon statistiskt signifikant effekt på kvantitativ anställningsotrygghet. Inte heller för total anställningsotrygghet, det vill säga kvantitativ och kvalitativ anställningsotrygghet sammantaget, kunde någon effekt påvisas i Steg 1. Korrelationen mellan ålder och anställningstid var r = .48.
Vidare indikerade längre anställningstid i Steg 2 på en minskning av både kvantitativ och total anställningsotrygghet. För kvantitativ anställningsotrygghet stod anställningstid för 4.3 % av den totala variationen och av för total anställningsotrygghet stod anställningstiden för 4.8 % av densamma. Liknande resultat syntes däremot inte i en linjär regression för effekten av anställningstid på kvalitativ anställningsotrygghet. Modellen blev statistiskt signifikant i Steg 1, där visade det sig att huruvida deltagarna delade sina utgifter med någon annan minskade effekten av kvalitativ anställningsotrygghet (β = –.20, p = 0.013). I Steg 2 hade delade utgifter i hushållet fortsatt en signifikant effekt (β = –.22, p = .006) medan anställningstid inte uppvisade någon effekt (se Tabell 7).
Tabell 7
Regressionsanalys för anställningsotrygghet och anställningstid.
Skala Total anställningsotrygghet Model fit
Lutningen β t p F(df) p r²
Steg 1 1.57 (5,169) .171 .044
Köna .01 .01 .08 .933
Ålderb –.06 –.10 –1.26 .208
Hemmaboende barn under 18 årc .11 .08 .96 .338
Delade utgifterd –.23 –.13 –1.68 .096
Fackligt ombud på arbetsplatsene .13 .06 .80 .424
Steg 2 2.71 (6,160) .016* .092
Anställningstidf –.34 –.22 –2.58 .011*
Kvantitativ anställningsotrygghet Model fit Lutningen β t p F(df) p r²
Steg 1 1.18 (5,169) .319 .034
Köna .24 .09 1.12 .264
Ålderb –.13 –.15 –1.90 .059
Hemmaboende barn under 18 årc –.04 –.02 –.22 .826
Delade utgifterd .00 .00 .00 .999
Fackligt ombud på arbetsplatsene –.02 –.01 –.10 .925
Steg 2 2.22 (6,160) .044* .077
Anställningstidf –0.48 –0.22 –2.50 .014*
Not. n = 175 i Steg 1; n = 167 i Steg 2; a 1 = kvinna, 2 = man; b 1 = 18-25 år, 2 = 26-35 år, 3 = 36-45 år, 4 = 46-55 år, 5 = 56+ år; c0 = Nej, 1 = Ja; d1 = Nej, 2 = Ja; e 0 = Nej, 1 = Ja; f1 = 0-8 år, 2 = 9+ år * p < 0.05, ** p < 0.01
Tabell 7, fortsättning
Regressionsanalys för anställningsotrygghet och anställningstid.
Kvalitativ anställningsotrygghet Model fit Lutningen β t p F(df) p r²
Steg 1 2.31 (5,169) .046* .064
Köna –.16 –.07 –.94 .350
Ålderb –.01 –.01 –.08 .933
Hemmaboende barn under 18 årc .23 .13 1.65 .102
Delade utgifterd –.40 –.20 –2.50 .013*
Fackligt ombud på arbetsplatsene .25 .10 1.29 .200
Steg 2 2.34 (6,160) .034* .081
Anställningstidf –.23 –0.13 –1.50 .136
Not. n = 175 i Steg 1; n = 167 i Steg 2; a 1 = kvinna, 2 = man; b 1 = 18-25 år, 2 = 26-35 år, 3 = 36-45 år, 4 = 46-55 år, 5 = 56+ år; c0 = Nej, 1 = Ja; d1 = Nej, 2 = Ja; e 0 = Nej, 1 = Ja; f1 = 0-8 år, 2 = 9+ år * p < 0.05, ** p < 0.01
Resultaten för korrelationsanalyserna visade att det fanns en statistisk signifikant medelstarkt negativ korrelation mellan total anställningsotrygghet och organisatorisk rättvisa (r = – .36), se Tabell 8. Vidare visade resultaten på statistiskt signifikanta negativa
korrelationer mellan total anställningsotrygghet och delskalorna proceduriell rättvisa och
informativ rättvisa, samt organisatorisk rättvisa och delskalorna kvantitativ
anställningsotrygghet och kvalitativ anställningsotrygghet. Det fanns även statistiskt
signifikanta korrelationer mellan de olika delskalorna, med undantag för informativ rättvisa och kvantitativ anställningsotrygghet. Korrelationerna varierade mellan r = –.17 och r = –.38, och majoriteten var medelstarka korrelationer.
Tabell 8
Pearson’s r för anställningsotrygghet, organisatorisk rättvisa och undvikande coping.
Skala Total anställningsotrygghet Kvantitativ Kvalitativ
Organisatorisk rättvisa –.36** –.17* –.37** Proceduriell rättvisa –.38** –.26** –.35** Informativ rättvisa –.28** –.08 –.33** Undvikande coping .38** .23** .34** Självdistraktion .35** .23** .30** Uppgivenhet .26** .13 .25** * p < 0.05 ** p < 0.01
Korrelationerna mellan total anställningstrygghet och dimensionerna
emotionsfokuserad samt problemlösande coping var inte statistiskt signifikanta (se Tabell 9).
Den enda copingdelskalan som hade ett statistiskt signifikant samband till total
anställningstrygghet var emotionellt socialt stöd, som visade på ett svagt positivt samband (r
= .21). Därtill fanns ytterligare en svag korrelation (r = .20) mellan emotionellt socialt stöd och kvalitativ anställningstrygghet.
Tabell 9
Pearson’s r för anställningstrygghet, problemlösande och emotionsfokuserad coping.
Skala Total anställningstrygghet Kvantitativ Kvalitativ
Problemlösande coping .00 -.07 .07 Aktiv coping .07 –.03 .13 Planering –.06 –.09 –.00 Emotionsfokuserad coping .03 –.02 .07 Emotionellt socialt stöd .21** .12 .20** Ventilering av känslor –.12 –.05 –.13 Religion –.02 –.11 .08
Not. Observera anställningstrygghet. * p < 0.05 ** p < 0.01
Slutligen visade resultaten på statistiskt signifikanta positiva samband mellan total
anställningsotrygghet och dimensionen undvikande coping (r = .38), samt delskalorna självdistraktion och uppgivenhet (se Tabell 9). Det fanns även statistiskt signifikanta samband
mellan delskalorna, med undantag från kvantitativ anställningsotrygghet och uppgivenhet. Korrelationerna varierade mellan r = .23 och r = .38 och var svaga till medelstarka.
Diskussion
Syftet med den här studien är att undersöka anställningsotryggheten bland kommunal vård- och omsorgspersonal i Västerbotten. Det ursprungliga undersökningsområdet var hur anställningsform påverkade upplevd anställningsotrygghet, detta kom sedermera att ändras till anställningstid (se Metoddiskussion). Hypotes 1A formulerar ett antagande om att kort anställningstid ökar graden av självskattad anställningsotrygghet. I Hypotes 1B förväntas upplevelsen av att delta i rättvisa beslutsprocesser och tillgången till information på arbetsplatsen korrelera negativt med anställningsotrygghet. Hypotes 2A antar att emotionsfokuserad copingstrategi korrelerar negativt och problemlösande copingstrategi korrelerar positivt med anställningstrygghet. Slutligen förväntas undvikande copingstrategi korrelera positivt med anställningsotrygghet i Hypotes 2B.
Det resultat som vår data har genererat indikerar att anställningstid har en effekt på total och kvantitativ anställningsotrygghet, men inte på kvalitativ anställningsotrygghet. Således tycks längre anställningstid på arbetsplatsen minska oron att förlora jobbet eller ofrivilligt behöva avsluta sin anställning. Det är tänkbart att detta delvis beror på att den seniora arbetstagaren premieras i Lagen om anställningsskydd (LAS 1982:80). Ju längre den anställda befinner sig på arbetsplatsen desto djupare förväntas relationen till organisationen bli vilket i sin tur även stärker det psykologiska kontraktet (Rousseau, 1989). Vidare skriver Bal et al.
(2013) att de med längre anställningstid byggt upp kompetens och resurser inom organisationen, medan de med kortare anställningstid måste förlita sig mer på relationen till arbetsgivaren. Detta torde göra att de med kortare anställningstid har närmare till att uppleva sig utbytbara och är mer känsliga för anställningsotrygghet. Möjligtvis är det detta som vårt resultat speglar där anställda som arbetat kortare tid på arbetsplatsen tycks uppleva större oro för att förlora arbetet.
Den kvalitativa anställningsotryggheten i urvalet tycks inte kunna förklaras av anställningstid. I regressionsanalysen kan vi se att delade utgifter i hushållet däremot verkar minska den kvalitativa anställningsotryggheten. I kvalitativ anställningsotrygghet ingår oro för en försämrad löneutveckling vilket är direkt kopplat till ekonomiska aspekter, där delade utgifter tycks buffra mot den oron. Studien av Richter et al. (2013) visar att arbetstagare som är den huvudsakliga inkomsttagaren i ett hushåll upplever mindre arbetstillfredsställelse, om det därtill adderas en ansträngd ekonomisk situation kan innebära en högre risk för psykisk ohälsa (Fox & Chancey, 1998). Det kan tänkas att delade utgifter i hushållet skulle påverka den kvantitativa istället för den kvalitativa anställningsotryggheten, då en förlust av arbetet skulle innebära en drastisk försämring av inkomst, men det finner vi inget stöd för i resultatet. Istället indikerar skattningarna att löneutvecklingen oroar deltagarna mest inom delskalan kvalitativ
anställningsotrygghet, därtill skattar deltagarna generellt högre kvalitativ än kvantitativ anställningsotrygghet. Det är dock resultat som ligger bortanför den aktuella studiens syfte och
hypoteser, och således behöver andra undersöka det närmare.
Utifrån vårt resultat och tidigare forskning är det svårt att dra en definitiv slutsats om huruvida anställningstid har effekt på anställningsotrygghet. Resultatet från vår tvärsnittsstudie indikerar att total och kvantitativ anställningsotrygghet minskar, och detta finner vi även stöd för i teori och tidigare forskning. Detsamma gäller inte kvalitativ anställningsotrygghet. Således ger resultaten enbart delvis stöd åt Hypotes 1A.
Resultatet ligger i linje med vad som förväntades i Hypotes 1B.De anställdas upplevda
organisatoriska rättvisa korrelerar negativt med total anställningsotrygghet. Vi kan inte uttala
oss om ifall organisatorisk rättvisa är en skyddande faktor mot anställningsotrygghet, men det går att konstatera att ju mer de anställda upplever att de beslut som tas är rättvisa och att deras närmaste chef informerar dem om beslutsfattandet, desto tryggare känner de sig i sin anställning och vice versa. Resultatet är i linje med vad Låstad et al. (2016) har kommit fram till gällande sambandet mellan de anställdas delaktighet på arbetsplatsen och anställningstrygghet, samt vad Loi, Lam och Chan (2012) skriver om att upplevd rättvisa dämpar anställningsotryggheten genom att den anställda upplever mer kontroll.
För kvalitativ anställningsotrygghet är sambanden till organisatorisk rättvisa och dess delskalor starkare än för kvantitativ anställningsotrygghet. Detta ligger i linje med Lazauskaite-Zabielskes et al. (2019) resultat som visade att kvalitativ anställningsotrygghet hade ett starkt negativt samband med organisatorisk rättvisa. Låstad et al. (2016) resonerar kring om den kvalitativa anställningstryggheten är kopplad till organisations- och arbetsplatsrelaterade faktorer. Att organisatorisk rättvisa tycks ha starkast samband med kvalitativ anställningsotrygghet är kanske därför inte konstigt, eftersom de båda beskriver innehållet i arbetet och inom organisationen.
Hypotes 2A förkastas då vi inte kan finna signifikanta samband mellan problemlösande coping och anställningstrygghet. När det gäller emotionsfokuserad coping visar resultatet tvärtemot hypotesen svaga positiva samband mellan emotionellt socialt stöd och total och
kvalitativ anställningstrygghet. Resultatet står i kontrast till vad tidigare forskning indikerat
om hur personer som är trygga i sin anställning använder problemlösande copingstrategier i större utsträckning och emotionsfokuserade strategier i mindre utsträckning (Folkman & Lazarus, 1985; Richter et al., 2013). Medelvärdet för delskalorna inom problemlösande coping
indikerar att deltagarna i studien använder dessa två strategier mest frekvent (aktiv coping, M = 3.09; planering, M = 2.98) vilket kan tyda på att de används oberoende av hur trygg eller otrygg deltagarna upplevde sin anställning. De emotionsfokuserade delskalorna visar svaga eller inga korrelationer inom dimensionen vilket kan tänkas påverka resultatet (se
Metoddiskussion). Det kan dock inte förklara varför deltagarna i studien använder strategin emotionellt socialt stöd när de upplever anställningstrygghet när tidigare forskning beskriver
att emotionsfokuserad coping används när handlingsutrymmet är begränsat.
Hypotes 2B kan inte förkastas eftersom resultatet visar ett medelstarkt positivt samband mellan total, kvantitativ och kvalitativ anställningsotrygghet och undvikande
coping. Det ligger i linje med tidigare forskning om copingstrategier som konstaterat att hög
anställningsotrygghet kan innebära ett krympt handlingsutrymme och därför lämnar personen i en situation där den bäst lämpade strategin är att försöka undvika stressorn (Richter et al., 2013). Låstad et al. (2016) skriver att den kvalitativa anställningsotryggheten i högre grad kan antas bero på faktorer i personens närmaste omgivning – på arbetsplatsen – till skillnad från den kvantitativa anställningsotryggheten. Givet att vårt urval skattar högre kvalitativ snarare än kvantitativ anställningsotrygghet, och därtill en hög delaktighet i beslutsprocesser på arbetsplatsen, kan det tyckas anmärkningsvärt att resultatet ändock visar att de som upplever anställningsotrygghet använder sig av undvikande coping. Enligt det resonemang som Låstad et al. (2016) för skulle deltagarna i vår studie snarare använda problemlösande coping för att hantera den kvalitativa anställningsotryggheten då det enligt författarnas resonemang är lättare för individen att påverka. Det kan tänkas att de personer som skattar att de använder högre grad av undvikande coping också upplever lägre grad av organisatorisk rättvisa på grund av de korrelationer som de båda begreppen har till anställningsotrygghet. Vidare forskning skulle kunna undersöka dessa samband närmare.
Metoddiskussion
Justering av variabel och hypotes
Hypotes 1A justerades från “otrygg anställningsform” till “kort anställningstid” efter att data hade samlats in men innan analyser utförts. Enkäten hade inga svarande ur den grupp som förväntades uppleva starkast anställningsotrygghet och ha svagast koppling till sin arbetsplats, det vill säga tim- och behovsanställda. I den justerade Hypotes 1A operationaliserades trygg respektive otrygg anställning till anställningstid (eng: job tenure, organizational tenure) baserat på om den anställda arbetat kort eller lång tid på arbetsplatsen. Utifrån Cheng och Chan (2008) definierades kort anställningstid vara under 9 år och lång anställningstid över 9 år. I den ursprungliga versionen av Hypotes 1A förväntades anställningsform även påverka den organisatoriska rättvisan. Ett fåtal studier har undersökt anställningstid som en modererande faktor för exempelvis relationen mellan organisatorisk rättvisa och känslomässigt engagemang med resultat som varierat mellan ingen effekt (Pyrce, 2020) till en medelstor effekt (Ohana, 2013). Vi har varken tyckt oss finna teoretiska eller empiriska belägg för att anställningstid skulle ha en direkt effekt på upplevelsen av organisatorisk rättvisa, således kunde vi inte motivera att behålla den delen av Hypotes 1A. Istället undersöktes korrelationen mellan anställningsotrygghet och organisatorisk rättvisa utifrån Hypotes 1B, som innan datainsamlingens början beslutades träda i kraft om andelen deltagare med tidsbegränsade anställningskontrakt var liten.
Anställningstid bedömdes vara den faktor som utgör den största skillnaden mellan tillsvidareanställda då det i Lagen om anställningsskydd (LAS, 1982:80) fastställs att turordningsregler ska gälla vid uppsägningar på grund av arbetsbrist, utom vid vissa undantag. Anställda som arbetat kortare tid på samma arbetsplats är därför lättare att säga upp, och kan tänkas uppleva större otrygghet i sin anställning. Vidare innebär anställningstid skillnader i
psykologisk förankring till arbetsplatsen (Rousseau, 1989). Till skillnad från de som arbetat kortare tid, har de med lång anställningstid byggt upp erfarenhet och kunskap som fungerar skyddande (Bal et al, 2013). De med kort anställningstid är även mindre trygga i sina roller på arbetsplatsen och upplever därigenom högre grad av anställningsotrygghet (Hartley et al., 1991; Kuhnert & Vance via Hellgren & Sverke, 2003).
Det finns ett betydande överlapp mellan anställningstid och ålder, men enligt Cohen (1991) är anställningstid ett mer precist mått. Anställningstid fångar aspekter kopplade till anställningen och karriären medan ålder också inkluderar aspekter som har med livet utanför arbetet att göra. Ålder visade sig dock inte ha några statistiskt signifikanta effekter på anställningsotryggheten i regressionsanalysen.
Reliabilitet och validitet av mätinstrumenten
Resultatet visade en god intern validitet enligt gränsvärdet för Cronbachs alfa för majoriteten av delskalorna med några undantag. Alfavärdet för kvalitativ anställningsotrygghet visade sig lägre än väntat utifrån tidigare resultat (ex. Hellgren et al., 1999; Lazauskaite-Zabielske et al., 2019). Dock visade även andra studier ett lägre alfa än önskvärt för kvalitativ
anställningsotrygghet (Vander Elst et al., 2014). Lägre alfavärden på copingdelskalorna var
väntat, Folkman och Moskowitz (2004) menar att etablerade gränsvärden för Cronbachs alfa inte är tillämpligt på copingstrategier då respondenter potentiellt bara använder en copingstrategi om den effektivt minskar deras upplevda stress.
Särskilt visar resultatet låga alfavärden, samt svaga eller inga korrelationer inom dimensionen emotionsfokuserad coping. Tvärtemot Folkman och Moskowitz (2004)
prediktioner om högre korrelationer inom dimensionerna korrelerar emotionellt socialt stöd med problemlösande coping, och ventilering av känslor med undvikande coping. Carver (1989) kunde se liknande samband, och resonerade kring huruvida ventilering av känslor kan fungera som en form av undvikande om det pågår under lång tid, då det skulle kunna hindra användaren från att söka lösningar på problemet. Vidare använder deltagarna i låg grad
religion som ett sätt att hantera oro som rör problem i arbetet, vilket kan indikera att få
praktiserar en religion. Sammantaget hänger dimensionen emotionsfokuserad coping samman sämre i vår data, vilket kan antas få konsekvenser för korrelationsanalyserna för Hypotes 2A.
CFA visade förväntade resultat i enlighet med tidigare forskning för anställningsotrygghet (Hellgren et al., 1999; Låstad et al., 2016). Oss veterligen har inte faktorstrukturen för endast delskalorna proceduriell och informativ rättvisa undersökts tidigare, vilket medförde svårigheter att jämföra med tidigare studier. Vårt resultat låg dock i linje med Andersson-Stråbergs et al. (2007) som undersökt faktorstrukturen för samtliga delskalor i organisatorisk rättvisa.
Faktorladdningarna är generellt acceptabla för anställningsotrygghet och organisatorisk rättvisa, med undantag för två påståenden. I kvalitativ anställningsotrygghet är laddningen för Påstående 19A avsevärt svagare än de övriga vilket inte stämmer med resultatet från Hellgren et al. (1999). Samma problem går att se i delskalan proceduriell rättvisa där ett påstående (20D) har en svag laddning vilket även det står i kontrast till resultaten från Andersson-Stråbergs et al. (2007) resultat. Vi lämnas därför att spekulera om varför påståendet om framtidsutsikter på arbetsplatsen (19A) och opartiskhet i beslutsprocesserna (20D) inte tycks hänga samman med övriga frågor inom samma delskala. Påstående 19A är dels reverserat och dels mer generellt formulerat än övriga påståenden, och möjligtvis speglar resultatet dess särart i relation till resterande påståenden.
Ingen tidigare CFA var utförd på den svenska översättningen av Brief Cope, men vi förväntade oss att delskalorna skulle utgöra distinkta faktorer (Folkman & Moskowitz, 2004) vilket resultatet bekräftar. Den PCA som genomfördes visar att samma delskalor fick ett Eigenvalue > 1 som i Muhonen och Torkelssons studie (2005).
Styrkor och svagheter
Den här studien belyser vikten av att undersöka faktorer som påverkar och har samband med anställningsotrygghet för anställda inom kommunal vård och omsorg, som är en yrkeskategori som förekommit i liten utsträckning i tidigare forskning på ämnet. Valet av design och rekryteringsmetod gjorde att vi kunde nå ut till fler potentiella deltagare än om vi genomfört en intervjustudie. Studien har använt validerade skalor med goda psykometriska egenskaper, och de faktoranalyser och den reliabilitetstestning som gjorts har i stort visat tillfredställande resultat, som är i linje med tidigare forskning. Studien bidrar till forskningsfältet genom att Hypotes 1B och Hypotes 2B bekräftar tidigare studiers resultat om samband mellan arbetslivs- och organisationsfaktorer (Lazauskaite-Zabielskes et al., 2019; Loi et al., 2012; Richter et al., 2013) som i förlängningen påverkar de anställdas hälsa och välbefinnande (se bl.a. Sverke et al., 2006).
Studiens främsta begränsning är det stora externa bortfallet, då främst från gruppen med tidsbegränsade anställningar där svarsfrekvensen är närmast obefintlig. Våra fackliga samarbetspartners varnade för att den låga fackliga anslutningsgraden bland tidsbegränsat anställda, 35 % enligt LO (Larsson, 2019), skulle innebära svårigheter att nå gruppen. Efter svarsperiodens slut fick vi information om att tim- och behovsanställda administrerades av en annan enhet i en kommun, och därför inte fått mailutskicket med enkäten.
Det kan även tänkas att fler arbetstimmar (SCB, 2020) och medverkan på arbetsplatsträffar underlättat deltagande i enkäten för tillsvidareanställda. Utifrån teorin om det psykologiska kontraktet (Rousseau, 1989) är det inte konstigt att personer som har en starkare koppling till arbetsplatsen i högre utsträckning svarar på enkäter om arbetet. Vidare skulle en högre grad av upplevd organisatorisk rättvisa kunna innebära att de anställda upplever att de är delaktiga i beslutsprocesser och kan påverka sin arbetssituation, och således kan deltagande i en sådan här studie bli mer meningsfullt. Om upplevelsen däremot är att chefer och ledning inte tar hänsyn till anställdas åsikter och behov torde det vara mindre troligt att anställda svarar på en enkät som skickas ut av dessa. Eventuellt kan det även finnas en oro för bestraffningar bland de som är minst trygga i sin anställning och har lägst tilltro till organisationen. Sammanfattningsvis kan de anledningar som gör gruppen med tidsbegränsade anställningar viktig att undersöka vara samma som gör den svår att nå.
Vi hade ingen direktkontakt med deltagarna, de fackliga ombuden eller deras närmaste chefer under svarsperioden.Rekrytering genom våra samarbetspartners och med olika metoder gjorde att enkäten hade möjlighet att spridas till fler anställda, men dessvärre också att vi hade mycket liten kontroll över antalet potentiella svaranden och den faktiska svarsfrekvensen. Enhetschefer och ombud kan av olika skäl ha valt att inte involvera sina anställda respektive medarbetare i studien utan vår vetskap. Detta är en klar svaghet med studien, och gör det svårare att dra slutsatser om urvalet utifrån vårt resultat.
Då vissa grupper inte alls är representerade i studien finns det anledning att tro att ett mer heterogent material hade gett ett annat resultat rörande upplevd anställningstrygghet och organisatorisk rättvisa, och vi drar därför slutsatsen att resultatet inte går att generalisera till populationen. Studiens tvärsnittsdesign möjliggör inte heller några generaliseringar bortom vårt urval.Undersökningar med ett större och randomiserat urval kan ge en mer representativ bild av hur vård- och omsorgsanställda upplever anställningsotrygghet och organisatorisk rättvisa. Vidare skulle longitudinella studier kunna visa hur upplevelserna utvecklas tid. Framtida forskning
Kvalitativ anställningsotrygghet är understuderad enligt Blotenberg och Richter (2020), och enligt vår uppfattning är detsamma gällande för såväl kvalitativ som kvantitativ anställningsotrygghet inom vård- och omsorgssektorn. Blotenberg och Richter (2020)
resonerar kring huruvida vård- och omsorgspersonal, i större utsträckning än andra yrkesgrupper, bryr sig om ifall verksamheten möjliggör god kvalitet i utförandet av arbetet då det i förlängningen har stor påverkan på deras patienter eller brukare. Sådana frågor ingår inte i den skattningsskala utformad av Hellgren et al. (1999) och som använts i den här studien. Detta belyser behovet av att utforma skattningsskalor, studera anställningsotrygghet i allmänhet och kvalitativ anställningsotrygghet i synnerhet för yrkesgrupper med olika arbetsvillkor.
Vid vidare forskning på arbetssituation för tidsbegränsat anställda bör svårigheterna med att rekrytera deltagare tas i beaktande. Rekrytering bör eventuellt ske på andra sätt än på arbetsplatsen, och genom fackliga ombud och arbetsgivare. Beroende på vilka resurser och kontaktmöjligheter som står till förfogande kan det vara fruktbart att rekrytera enbart tidsbegränsat anställda genom en punktinsats, och/eller genomföra en intervjustudie som inbegriper färre deltagare.
Ämnena anställningsotrygghet och arbetsmiljö bland vård- och omsorgsanställda aktualiseras i och med de pågående förhandlingarna om LAS, men även coronapandemin och ekonomins påverkan på vården och välfärden. Det återstår att se vad detta kommer innebära för vård- och omsorgspersonal inom offentlig sektor. Därför vill vi ytterligare betona vikten av vidare forskning inom området för att följa de anställdas upplevelse av trygghet, rättvisa och deras arbetsrelaterade hälsa.
Referenser
Andersson-Stråberg, T., Sverke, M., & Hellgren, J. (2007). Perceptions of justice in connection with individualized pay setting. Economic and Industrial Democracy,
28(3), 431–464. https://doi.org/10.1177/0143831X07079356
Arbetsmarknadsdepartementet. (2020). Betänkande av utredningen om en moderniserad arbetsrätt (SOU 2020:30). Norstedts juridik. https://www.regeringen.se/rattsliga-dokument/statens-offentliga-utredningar/2020/06/sou-202030/
Bal, P. M., De Cooman, R., & Mol, S. T. (2013). Dynamics of psychological contracts with work engagement and turnover intention: The influence of organizational tenure.
European Journal of Work and Organizational Psychology, 22(1), 107-122.
https://doi.org/10.1080/1359432X.2011.626198
Blotenberg, I., & Richter, A. (2020) Validation of the QJIM: A measure of qualitative job insecurity. Work & Stress, 34(4), 406-417.
https://doi.org/10.1080/02678373.2020.1719553
Carver, S. (1989). Assessing Coping Strategies: A Theoretically Based Approach. Journal of
Personality and Social Psychology, 56(2), 267–283.
https://doi.org/10.1037/0022-3514.56.2.267
Carver, C. (1997). You want to measure coping but your protocol’ too long: consider the Brief cope. International Journal of Behavioral Medicine, 4(1), 92–100.
https://doi.org/10.1207/s15327558ijbm0401_6
Cheng, G., & Chan, D. (2008). Who suffers more from job insecurity? A meta-analytic review. Applied Psychology, 57(2), 272–303.
https://doi.org/10.1111/j.1464-0597.2007.00312.x
Cohen, A. (1991). Career stage as a moderator of the relationships between organizational commitment and its outcomes: A meta-analysis. Journal of Occupational Psychology,
64, 253–268. https://doi.org/10.1111/j.2044-8325.1991.tb00558.x
Cohen, J. (1977). Statistical Power Analysis for the Behavioral Sciences [Elektronisk resurs]. Academic Press. https://doi.org/10.1016/C2013-0-10517-X
Colquitt, J. (2001). On the dimensionality of organizational justice: A construct validation of a measure. Journal of Applied Psychology, 86(3), 386–400.
https://doi.org/10.1037/0021-9010.86.3.386
Davy, J. A., Kinicki, A. J., & Scheck, C. L. (1997). A Test of Job Security’s Direct and Mediated Effects on Withdrawal Cognitions. Journal of Organizational Behavior,
18(4), 323–349.
https://doi.org/10.1002/(SICI)1099-1379(199707)18:4<323::AID-JOB801>3.0.CO;2-#
De Witte, H., De Cuyper, N., Handaja, Y., Sverke, M., Näswall, K., & Hellgren, J. (2010). Associations between quantitative and qualitative job insecurity and well-being: a test in Belgian banks. International Studies of Management and Organisations, 40(1), 40-56. https://doi.org/10.2753/IMO0020-8825400103
Folkman, S., & Lazarus, R. (1985). If it changes it must be a process: Study of emotion and coping during three stages of a college examination. Journal of Personality and Social
Psychology, 48(1), 150–170. https://doi.org/10.1037/0022-3514.48.1.150
Folkman, S., & Moskowitz, J. T. (2004). Coping: Pitfalls and promises. Annual Review of
Psychology, 2004(55), 745–774. https://doi.org/10.1037/0022-3514.48.1.150
Fox, G., & Chancey, D. (1998). Sources of economic distress: Individual and family outcomes. Journal of Family Issues, 19(6), 725–749.
https://doi.org/10.1177/019251398019006004
Greenhalgh, L., & Rosenblatt, Z. (1984). Job insecurity: Toward conceptual clarity. The
