FACULTAD DE HUMANIDADES

Carrera de Psicología

ESTRUCTURA INTERNA, VALIDEZ Y

CONFIABILIDAD DEL CUESTIONARIO “CoPsoQ II – Istas 21 – VERSIÓN MEDIA” EN UNA MUESTRA

MULTIOCUPACIONAL

Tesis para optar el Título Profesional de Licenciado en

Psicología

CÉSAR AUGUSTO PORTOCARRERO HUANCA

Asesor:

Sergio Alexis Dominguez Lara

Lima - Perú

2017

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Resumen

Se analizaron las propiedades psicométricas de cada una de las seis dimensiones del

instrumento CoPsoQ II – Istas 21 en una muestra de 540 trabajadores docentes y

administrativos pertenecientes a una institución educativa de idiomas. Se encontró

evidencia de ajuste factorial para cada una de las dimensiones: Compensaciones (CFI =

.982, RMSEA = .073), Control Sobre el Trabajo (CFI = .973, RMSEA = .065), Capital

Social (CFI = .996, RMSEA = .076), Conflicto Trabajo - Familia (CFI = .985, RMSEA =

.143), Apoyo Social y Liderazgo (CFI = .992, RMSEA = .039) y Exigencias Psicológicas

(CFI = .934, RMSEA = .069). Además, se encontró evidencia de confiabilidad de

puntuaciones compuestas, sin embargo, no se pudo concluir la confiabilidad de las

puntuaciones directas para cada uno de los factores que conforman las seis grandes

dimensiones del modelo. Finalmente, se encontraron evidencias parciales de validez

interna convergente y discriminante en las sub – dimensiones del modelo.

Palabras clave: CoPsoQ, Riesgos psicosociales, AFC, Omega, Consistencia interna,

Multiocupacional, Salud ocupacional.

Abstract

The psychometric properties of each of the six dimensions of the CoPsoQ II - Istas 21

instruments were analyzed in a sample of 540 administrative and teaching workers

belonging to a language education institution. Evidence of factorial adjustment for each

of the dimensions was found: Compensations (CFI = .982, RMSEA = .073), Work

Control (CFI = .973, RMSEA = .065), Social Capital (CFI = .996, RMSEA = .076), Work –

Family Conflict (CFI = .985, RMSEA = .143), Social Support and Leadership (CFI = .992,

RMSEA = .039) and Psychological Requirements (CFI = .934, RMSEA = .069). In

addition, evidence of reliability of composite scores was found, however, it was not

possible to conclude the reliability of the direct scores for each of the factors that make

up the six major dimensions of the model. Finally, partial evidences of convergent and

discriminant internal validity were found for the sub – dimensions of the model.

Key words: CoPsoQ, Psychosocial risks, AFC, Omega, Internal consistency, Multi-

occupational, Occupational health.

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Introducción

El trabajo es un pilar fundamental de la experiencia humana, constituye el

ingreso económico necesario para la supervivencia material, el desarrollo social y

profesional de las personas (Blanch, Sahagún & Cervantes, 2010). Este es considerado

culturalmente imprescindible, ya que se espera que los individuos ofrezcan algún aporte

a la consecución de los objetivos de la comunidad (Charria, Sarsosa & Arenas, 2011).

Desde un punto de vista psicosocial, el trabajo expone al individuo a la

interacción con otros, satisface las necesidades pertenencia y generar un sentimiento de

satisfacción personal (Charria et al., 2011). Sin embargo, las características

psicosociales del trabajo pueden tener influencia en la dirección del desarrollo del

individuo, funcionando como un factor de crecimiento o constituyéndose como una

influencia potencialmente negativa (Burgos, 2011).

Así, las condiciones en las cuales se ejecuta el trabajo son un fuerte predictor de

la evaluación de la calidad de vida en general. Blanch, Sahagún y Cervantes (2010)

explican que la evidencia científica circundante al tema sugiere que las características

del ambiente laboral tienen una fuerte incidencia sobre la calidad del trabajo, el

bienestar, la salud, la seguridad, la motivación, el compromiso, la satisfacción, el

rendimiento laboral, las patologías profesionales, la eficacia, la eficiencia, la aparición de

conflictos, el absentismo, el presentismo, la rotación, el abandono, la accidentabilidad y

las enfermedades laborales.

Actualmente, el mundo empresarial ha asumido progresivamente el ideal de

competencia, siendo influenciado por coyunturas tales como la revolución de la internet,

la innovación tecnológica, la internacionalización de los mercados y la cambiante

demanda (Peiró, 2004). Estas nuevas exigencias empresariales han repercutido en las

condiciones a las cuales se ven expuestos los trabajadores. Los trabajos de alta

especialización han dejado de lado al trabajo físico, exigiendo un mayor desgaste

mental, estructuras organizacionales más horizontales y flexibles, el uso de plataformas

virtuales para el trabajo, la tercerización de servicios, entre otros factores que exponen

al trabajador a niveles de exigencia diferenciados para cada realidad (Peiró &

Rodriguez, 2008).

Para Bakker y Demerouti (2013), el estrés laboral es originado a partir de las

relaciones que surgen entre las demandas laborales de la tarea realizada y el nivel de

control que el individuo pueda ejercer sobre ellas. Esta definición se remonta al modelo

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de demanda - control propuesto por Karasek, Baker, Marxer, Ahlbom y Theorell (1981),

en cual control hace referencia a la autonomía y posibilidades de desarrollo en el

entorno laboral, mientras que la demanda explica la cantidad de trabajo en relación al

tiempo disponible para su ejecución. Más tarde, Johnson y Hall (1988) agregan una

nueva dimensión al modelo, considerando el apoyo social como un factor de protección

ante las otras dos dimensiones.

Años después, Siegrist (1996), explica el estrés laboral como la amenaza de

perdida de las condiciones esenciales del individuo, como el trabajo o la salud. Este

modelo fue denominado esfuerzo – recompensa, colocando como principal premisa que

el estrés es generado ante el nivel de predicción o control que el individuo tiene sobre su

propio futuro.

En resumen, el riesgo psicosocial laboral se define como la interacción de las

variables organizacionales, ambientales y del trabajo con las capacidades, cultura y

necesidades del trabajador, generando una experiencia subjetiva que influencia positiva

o negativa en el desempeño y la salud del mismo (Almentero, Padilla, & Castaño, 2003).

Cada año se registran un aproximado de 160 millones de lesiones y

enfermedades laborales, así como 1.1 millones de muertes relacionadas a condiciones

laborales inseguras alrededor del mundo (Aranda & Pando, 2007). La pérdida de

personal capacitado debido a accidentes laborales tiene una repercusión promedio del

4% del producto bruto interno (OIT, 2003).

En el Perú, se vienen aplicando regímenes especializados para la seguridad de

trabajadores de construcción desde 1983. Sin embargo, la primera ley que norma las

condiciones de seguridad en el trabajo (Ley 29783) fue promulgada en el 2011,

aprobándose su reglamento de ley en el 2012 y siendo modificada en el 2014 (El

peruano, 2014).

La legislación relacionada a la seguridad y salud en el trabajado ha permitido

que el empresariado tome un control paulatino sobre los riesgos físicos, higiénicos y

mecánicos. Sin embargo, por su naturaleza, la medición de riesgos psicosociales tiene

una mayor dificultad, requiriendo el desarrollo de nuevas metodologías (Artazcoz &

Molinero, 2004).

Se sugiere que la instrumentación psicológica construida para la evaluación de

riesgos psicosociales supere criterios de calidad como la fundamentación en

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investigación previa y criterios mínimos de validez y confiabilidad (Meliá, 2010).

Además, se considera importante el ajuste de los instrumentos a cada organización y

sector ocupacional (Rodríguez, González & Carbonen, 2007).

Según Charria et al., (2011), existe una gran variedad de instrumentos

orientados a la medición de riesgos psicosociales en el trabajo. Entre los más utilizados

en Latinoamérica, es posible encontrar al Cuestionario de Condiciones de Trabajo

(CCT) (Blanch, Shagún & Cervantes, 2010), al Bocanument (Bocanument & Berjant,

1993) y el Cuestionario Psicosocial de Copenhague (CoPsoQ – Istas 21), adaptado por

Moncada et al. (2014).

El cuestionario de origen danés CoPsoQ – Istas 21 es el más recomendado

debido a su alineación con la legislatura preventiva congruente con las necesidades de

capacitación en seguridad de la ley 29783 (El Peruano, 2014). Se encuentra dividido en

tres versiones distintas dependiendo del tamaño de la organización y la finalidad de la

evaluación, ofreciendo una visión amplia en relación a las variables psicosociales y su

posible intervención.

No obstante, el uso del cuestionario CoPsoQ II – Istas 21 en la investigación

peruana no se ajusta a los criterios de calidad expuestos anteriormente, al no existir

evidencia publicada de su validez, confiabilidad o ajuste en empresas nacionales. No

obstante, se viene haciendo uso de la versión validada en España (Moncada et al.,

2014) en el contexto peruano para suplir la demanda de un instrumento de evaluación

eficaz (Gamero, 2013; Mollo, 2015; Tito, 2013), lo que tendría serias repercusiones en la

valoración de los riesgos psicosociales en los grupos evaluados.

Según el manual de CoPsoQ II – Istas 21, el riesgo psicosocial tiene una doble

vertiente, cuantitativa y de tarea. El punto de vista cuantitativo hace referencia a la

consecución de objetivos cuantificables en un periodo de tiempo establecido, mientras

que el de tarea se diferencia en relación a la subordinación y al contacto con personas,

estableciendo exigencias psicológicas de tipo emocional (Moncada et al., 2014).

Este instrumento evalúa 20 sub-dimensiones psicosociales presentes en el

trabajo, encontrándose correlaciones entre puntuaciones altas en las mismas y la

aparición de problemas cardiovasculares, trastornos de ansiedad, burnout, boreout,

ausentismo, accidentes laborales y baja productividad (Alvarado et al., 2012).

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Las 20 sub-dimensiones psicosociales abordadas por el CoPsoQ II – Istas 21

describen las exigencias cuantitativas, ritmo de trabajo, exigencias emocionales,

exigencia a esconder emociones, doble presencia, influencia, posibilidades de

desarrollo, sentido del trabajo, apoyo social de los compañeros, apoyo social de los

superiores, calidad del liderazgo, sentimiento de grupo, previsibilidad, claridad de rol,

conflicto de rol, reconocimiento, inseguridad sobre el empleo, inseguridad sobre las

condiciones de trabajo, justicia y confianza vertical percibidas en el ambiente de trabajo

(Moncada et al., 2014).

Estas sub-dimensiones se encuentran agrupadas en seis grandes dimensiones

que facilitan el análisis del constructo de riesgo psicosocial, estas son: Exigencias

psicológicas, Conflicto trabajo - familia, Control sobre el Trabajo, Apoyo Social y Calidad

del Liderazgo, Compensaciones del Trabajo y Capital Social (Moncada et al., 2014).

La dimensión de Exigencias Psicológicas se vincula con las demandas

cognitivas y emocionales requeridas para el desarrollo de la tarea (Pérez & Nogareda,

2012). Las sub dimensiones comprendidas en este factor son: Exigencias psicológicas

cuantitativas, ritmo de trabajo, exigencia emocional y esconder emociones (Moncada et

al., 2014).

Se entiende por exigencias psicológicas cuantitativas a todas aquellas derivadas

de la cantidad de trabajo asignado al trabajador. Se considera que son altas cuando se

tiene más trabajo del que podemos realizar en el tiempo asignado. Existe una relación

estrecha con el ritmo de trabajo, la distribución de trabajo entre el personal disponible y

la pobre planificación. Las empresas que presentan una alta exigencia percibida en esta

dimensión tienden a tener falta de personal, incorrecta medición de tiempos,

inadecuación tecnológica, falta de materiales o reprocesos (Moncada, 2014).

El ritmo de trabajo se asocia con la intensidad de la jornada laboral, altamente

correlacionada con la cantidad exigida y el tiempo para ello. Se comparte una cercana

relación con exigencias cuantitativas, comúnmente encontrando su origen en el mismo

fenómeno, aunque el ritmo de trabajo puede verse afectado por coyunturas pasajeras

(cambios en la planilla, presión por parte de los clientes o averías en los equipos de

trabajo) (Moncada et al., 2014).

La exigencia emocional implica no involucrarse sentimentalmente en la situación

de otros, por lo que deriva directamente de la interacción interpersonal implicada en el

trabajo. Se encuentra especialmente en ocupaciones de servicio a personas en

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necesidad o que necesitan integrar un cambio en la vida de otros (Ej. Médicos,

enfermeras, psicólogos, abogados.). Sin embargo, las exigencias emocionales se

encuentran profundamente ligadas a tareas que no pueden ser obviadas o eliminadas,

por lo que el trabajador expuesto debe adquirir habilidades para sobrellevar la situación

o reducir la frecuencia y la intensidad de exposición a la tarea (Moncada et al., 2014).

Exigencia de esconder emociones está definida como aparentar neutralidad sin

importar el comportamiento de la persona con la que interactúas. Se observa en mayor

medida en ocupaciones cuya principal tarea se encuentra ligada a la prestación de

servicios. Además, la exigencia de esconder emociones puede presentarse con los

superiores, compañeros de trabajo o proveedores de la empresa o de empresas ajenas

a la misma. Como en la exigencia emocional, las tareas relacionadas a la necesidad de

esconder emociones no pueden ser eliminadas, por lo que el trabajador afectado debe

desarrollar habilidades de afrontamiento, disminuir la exposición o gestionar cambios en

las políticas deficientes que provoquen malentendidos con clientes, proveedores o

trabajadores (Moncada et al., 2014).

La dimensión Conflicto Trabajo – Familia explica la necesidad de atender

actividades de igual importancia en el entorno laboral como familiar al mismo tiempo,

exponiendo al individuo a decidir descuidar uno de los dos (Moncada et al., 2014). Se

encuentra compuesto por una sub - dimensión: Doble Presencia (Moncada et al., 2014).

Se define a la doble presencia como exigencias que aparecen al mismo tiempo y

son de la misma importancia en el ámbito laboral y en el ámbito doméstico-familiar. Se

considera que alcanzan niveles elevados cuando los requerimientos del trabajo terminan

por interferir con los requerimientos familiares (Moncada et al., 2014).

La dimensión Control Sobre el Trabajo se relaciona con las condiciones de

trabajo que posibilitan la gestión y toma de decisiones del trabajador sobre variables

como cronogramas, procedimientos u organización (Pérez & Nogareda, 2012). Se

encuentra compuesto por las dimensiones: Influencia, posibilidades de desarrollo y

sentido de trabajo.

Se explica a la influencia como el margen de facultades que tiene el trabajador

sobre su trabajo en general, específicamente en las tareas que lleva a cabo o en la

manera en que las realiza. Se refiere a la participación del trabajador en las decisiones

referentes a la manera en la que realiza sus actividades cotidianas, en las políticas que

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fomentan su autonomía y en la apertura que se le ofrece para expresar sus opiniones

(Moncada et al., 2014).

Las posibilidades de desarrollo son las oportunidades que se encuentran en la

realización del trabajo para incrementar los conocimientos, habilidades y experiencia del

trabajador en aras de desarrollar nuevas competencias y alcanzar logros. Se relaciona

con la complejidad y diversidad de la ocupación, considerándose al trabajo monótono y

repetitivo como el desencadenante de este riesgo (Moncada et al., 2014).

El sentido del trabajo se orienta a evaluar el vínculo del trabajo con otros valores

fuera del económico, ya sea por su utilidad, e aprendizaje que produce o el impacto

social del mismo. Este vínculo ayudaría a superar de manera positiva las exigencias del

mismo (Moncada et al., 2014).

La dimensión de Apoyo Social y Calidad de Liderazgo permite determinar la

calidad de las relaciones establecidas con superiores y pares en el ambiente de trabajo

(Pérez & Nogareda, 2012). Se encuentra compuesto por las dimensiones: Apoyo social

de compañeros, Calidad del Liderazgo, Sentimiento de Grupo, previsibilidad, claridad de

rol y conflicto de rol (Moncada et al., 2014).

El apoyo social de los compañeros está conceptualizado como la predisposición

a la cooperación por parte de las personas con las que se realiza la tarea. Se observa

en ambientes de competitividad frente a una misma tarea (Ej. Vendedores de autos o

salarios basados en ventas dentro de un mismo local). Por otra parte, el apoyo social de

los superiores se refiere a las políticas y procedimientos que fomentan al superior como

una figura de desarrollo al grupo que gestiona (Moncada et al., 2014).

Calidad del liderazgo hace alusión a la gestión de equipos realizada por los jefes

inmediatos. Se le relaciona a las políticas y procedimientos de gestión del talento,

capacitación y empoderamiento (Moncada et al., 2014).

En cuanto al sentimiento de grupo, se entiende como el sentimiento de

pertenencia al colectivo humano de la organización, se utiliza como indicador de calidad

de relaciones laborales y se le relaciona con el apoyo social percibido (Moncada et al.,

2014).

Se entiende como previsibilidad a la disposición de información suficiente para

adecuarse a los cambios laborales con anticipación, minimizando el impacto del mismo.

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La falta de previsibilidad indica fallas en la difusión de información relevante,

comunicación poco relevante al empleo o falta de formación (Moncada et al., 2014).

Se conoce a la claridad del rol como el conocimiento específico de las tareas, así

como en recursos, autonomía, responsabilidades y objetivos relacionados, se le

relaciona con una buena definición y difusión de puestos de trabajo (Moncada et al.,

2014).

El conflicto de rol es aquel dónde exigencias causan conflictos profesionales o

éticos, exponiendo al trabajador a tareas con las que puede no estar de acuerdo o

cuando estas van en contra de sus principios (Moncada et al., 2014).

La dimensión de Compensaciones del trabajo evalúa la retribución monetaria y

emocional obtenida de manera suficiente o insuficiente a cambio del trabajo realizado.

Se encuentra compuesta por las dimensiones: Reconocimiento e inseguridad sobre el

empleo (Moncada et al., 2014).

El reconocimiento se conceptualiza como el trato ofrecido por la dirección en

retribución al trabajo del individuo, dándole valor, respeto y un trato justo. Se relaciona

con políticas de participación, con la arbitrariedad, las promociones, horarios, pagos y

tareas (Moncada et al., 2014).

La inseguridad sobre el empleo es la preocupación por la continuidad laboral del

trabajador, estando relacionada a la estabilidad del empleo y a las características del

mercado laboral. Se percibe de diferente manera según el perfil y las responsabilidades

del trabajador. Por otra parte, la inseguridad sobre las condiciones de trabajo se define

como la preocupación en relación a cambios en las condiciones laborales, como los

horarios, las tareas o el ambiente (Moncada et al., 2014).

La dimensión de Capital Social determina la buena fe depositada en las

relaciones del trabajador con las empresas, sus superiores y sus pares. Se encuentra

compuesto por las dimensiones de: Confianza y Justicia (Moncada et al., 2014).

La confianza es la certeza de la competencia y el buen actuar de los

trabajadores y directivos de la organización. En situaciones donde el poder se distribuye

de manera desigual, la confianza implicaría que la persona con mayor poder no lo usará

para fines faltos a la ética. Se relaciona con la opinión favorable con respecto a los

directivos, la información confiable y la libre expresión (Moncada et al., 2014).

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Finalmente, la justicia se entiende como la equidad con la que los trabajadores

son tratados, tiene que ver con la posibilidad de cuestionamiento, la razonabilidad y la

ética, evitando la arbitrariedad (Moncada et al., 2014).

En sus inicios, el Copenhagen Psychosocial Questionnare (COPSOQ) fue

desarrollo por Kristensen et al. (2005) como un instrumento para medir riesgos

psicosociales en el trabajo, siendo su propósito principal facilitar la investigación,

evaluación e intervención en centros de trabajo. Para la validación de su instrumento,

contaron con una muestra de 1858 colaboradores daneses de entre 20 y 59 años,

siendo 49% de estas mujeres. La data obtenida fue analizada haciendo uso de análisis

factorial exploratorio, consistencia interna y patrones de respuesta.

Ese mismo año, Moncada et al. (2005) baremaron el cuestionario danés en

realidad laboral, cultural y lingüística de España, buscando elaborar puntos de corte

para dar valores cualitativos a los rangos de puntuación arrojados por el instrumento.

Usaron una muestra de 7612 trabajadores se logró disponer distribuciones de referencia

representativas para trabajadores asalariados españoles en las 21 dimensiones del

método, generando la base necesaria para el uso del instrumento en diagnósticos de

riesgos psicosociales en español. Sin embargo, no se reporta el análisis factorial

exploratorio necesario para determinar la congruencia de la estructura factorial con el

modelo original.

En Chile, Burgos (2011) verificó si el modelo adaptado en España por Moncada

et al. (2005) se ajustaba a la realidad chilena en una muestra de 1557 trabajadores, se

observó una consistencia interna aceptable (α > .70), para cuatro de los cinco grupos de

dimensiones agrupadas: Exigencias psicológicas (α = .86), Trabajo activo y desarrollo

de habilidades (α = .86), Apoyo social y Calidad del Liderazgo (α = .92),

Compensaciones (α = .84), Exigencias psicológicas (α = .64). La validación del modelo

se realizó mediante un AFC para cada una de las dimensiones agrupadas que

demostraron tener una consistencia interna aceptable, arrojando los siguientes

indicadores de bondad de ajuste: Exigencias Psicológicas (RMSEA= .066; CFI = .93;

GFI = .97), Trabajo Activo y Desarrollo de Habilidades (RMSEA= .065; CFI = .90; GFI =

.96), Apoyo social en la empresa y calidad del liderazgo (RMSEA= .061; CFI = .94; GFI

= .97), Compensaciones (RMSEA = .07; CFI = .94; GFI = .98). Se concluyó que la

población trabajadora chilena podría ser evaluada mediante cuatro de las cinco

dimensiones agrupadas.

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Alvarado et al. (2012) realizó un nuevo estudio de validación en Chile en una

muestra de 1557 trabajadores, en el cual se realizó un AFE mediante componentes

principales y rotación equamax. La dimensión “Trabajo activo y desarrollo de

habilidades” extrajo 6 factores que explican 55,6% de la varianza. La dimensión

“Exigencias psicológicas” demostró estar compuesta por 5 factores, que explicarían un

58.31% de la varianza. El análisis de la dimensión “Apoyo social en la empresa y calidad

de liderazgo” obtuvo 6 factores con un 67% de varianza explicada. La dimensión

“Compensaciones” mostró una varianza explicada de 60,09%. Finalmente, la dimensión

“Conflicto Trabajo - Familia” explicó el 75.36% de la varianza. El análisis de consistencia

dio resultados satisfactorios. Además, se reportaron los siguientes puntajes en cuanto a

la consistencia interna: Exigencias Psicológicas (α = .857), Trabajo activo y desarrollo

de habilidades (α = .859), Apoyo social en la empresa y calidad del liderazgo (α = .915),

Compensaciones (α = .829) y Conflicto Trabajo - Familia (α = .644). No obstante, el

estudio carece del reporte de las cargas factoriales obtenidas por cada uno de los ítems.

Moncada et al. (2014) valida una segunda versión del cuestionario danés en la

realidad laboral, cultural y lingüística de España, buscando presentar evidencia de su

validez y confiabilidad en la práctica psicométrica. En una muestra de 5110 trabajadores

se logró identificar que todas las dimensiones presentaban un nivel de confiabilidad

aceptable, luego de un análisis factorial haciendo uso de rotación Oblimin y máxima

verosimilitud para cada una de las dimensiones, se eliminó un ítem de la dimensión

reconocimiento, apoyo social de superiores y confianza por no demostrar la carga

factorial esperada. Además, para los ítems de inseguridad se observaron dimensiones

cargadas en diferentes factores, por lo que fue dividida en dos: Inseguridad en el

empleo e inseguridad en las condiciones laborales, concluyendo que el instrumento se

encuentra apto para su uso en la práctica de medición de riesgos psicosociales. A pesar

de ello, no se reportan las cargas factoriales obtenidas para cada uno de los 6 análisis

realizados.

Finalmente, Zelaschi et al. (2015) trabajaron la adaptación cultural argentina y

validación del instrumento adaptado por Moncada (Moncada et al., 2005). Se realizó un

estudio cualitativo donde se llevaron a cabo 18 entrevistas a profundidad donde se

aplicó el instrumento. Lograron ser identificados tres puntos de mejora, vinculados al

poco ajuste del cuestionario a actividades rurales o solitarias, expresiones utilizadas

difíciles de entender y al fraseo del cuestionario.

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Para justificar el presente estudio, se han considerado las aristas en las que los

riesgos psicosociales afectan a otras variables en el entorno empresarial. La inversión

en investigación de riesgos psicosociales responde a la prevención de sus efectos

negativos en otras variables organizacionales, buscando mitigar pérdidas económicas y

reputacionales ocasionadas por estos, asegurando la continuidad de las operaciones de

la organización. Se relaciona a los riesgos psicosociales con variables como la

retroalimentación laboral, indicando que, en entornos de mayor riesgo, la calidad de la

retroalimentación se ve empobrecida (Mollo, 2015). La retroalimentación laboral positiva

ha sido a su vez correlacionada con el desempeño de equipos de alto rendimiento

(Mollo, 2015).

Además, la prevalencia de riesgos psicosociales resultaría perjudicial tanto para

la satisfacción como el clima laboral, habiéndose presentado evidencia de la relación

inversa entre estas variables (Cantonnet et al., 2011). La investigación acumulada con

respecto a la satisfacción y el clima laboral sugiere que se encuentran correlacionadas

con el desempeño, la deserción y el engagement de los trabajadores (Granda, 2006).

Por otra parte, se ha encontrado que los riesgos psicosociales serían fuertes

predictores del mobbing en las organizaciones (Meseguer et al., 2007). Estudios

circundantes al tema explican que el mobbing tiene influencia en el desarrollo de

enfermedades laborales tales como el burnout o el estrés (Gonzáles, Tejero & Delgado,

2012).

Finalmente, el análisis de riesgos psicosociales sirve para identificar malas

prácticas en la administración de los recursos de la organización, permitiendo la

retroalimentación de los trabajadores en aras de la mejora de los procesos de la

institución (Cladellas, 2008).

Aunque el uso del CoPsoQ – Istas 21 se encuentra generalizado entre

consultoras, empresas extractivas y de hidrocarburos, no existen estudios psicométricos

del instrumento en población peruana. De esta manera, el presente estudio pretende

determinar el ajuste de la estructura interna del instrumento, brindar evidencias de

validez interna convergente y discriminante y brindar evidencia de confiabilidad de

puntuaciones directas y compuestas para el instrumento CoPsoQ – Istas 21 en

población peruana trabajadora.

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Método Tipo y diseño de investigación

La presente investigación es tipo instrumental puesto que está encaminada al

estudio de las propiedades psicométricas de una prueba. En cuanto a su diseño, es

cuantitativa natural puesto que recoge datos de una muestra tal y como se desarrolla en

su cotidianidad y descriptiva transversal puesto que se limita a caracterizar los datos de

un momento único en el tiempo (León & Montero, 2007).

Participantes

La población del estudio considera a trabajadores de una institución educativa

privada de idiomas con operaciones en la ciudad de Lima, Perú. En ella laboran

personas mayores de 18 años categorizados como docentes o administrativos. En

ambos grupos, se encuentran ambos sexos, así como diversas jornadas laborales y

años de servicio.

La muestra fue seleccionada a partir de un muestreo no probabilístico de tipo

intencional (Sánchez & Reyes, 2008), incluyendo a todos los trabajadores

independientemente de su sexo, edad, tipo de trabajo, años de servicio o tipo de

jornada. En total, se contó con 540 participantes, los cuales se vieron distribuidos según

las características demográficas observadas en la tabla 1.

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Tabla 1. Distribución de participantes por variables demográficas Variable demográfica f f%

Sexo Hombre 230 42.7% Mujer 310 57.3%

Edad Menos de 31 años 190 35.3% 31 a 45 años 247 45.7% Más de 45 años 103 19.0%

Tipo de trabajador Administrativo 336 62.4% Docente 204 37.6%

Tiempo de servicio Menos de 1 mes 26 4.7% 1 - 6 meses 57 1.5% 6 - 24 meses 101 18.8% 24 - 60 meses 132 24.4% 60 - 120 meses 92 16.9% Más de 120 meses 132 24.4%

Tipo de jornada Jornada partida 253 47.1% Turno tarde 117 21.6% Turno mañana 113 2.9% Turno rotativo 46 8.4% Turno fijo noche 11 1.9%

Instrumentos de investigación

El cuestionario de riesgos psicosociales CoPsoQ II – Istas 21 – Versión Media,

validado por Moncada (Moncada et al., 2014), se encuentra compuesto por 69 ítems

politómicos de cuatro opciones de respuesta de frecuencia (Siempre, Muchas Veces,

Solo Alguna vez y Nunca) y de intensidad (En Gran Medida, En Buena Medida, En

Alguna Medida, En Ninguna Medida) para las dimensiones psicosociales. Además, se

incluyen 5 ítems para las variables de control (Sexo, edad, tipo de trabajador, tiempo de

servicio, tipo de jornada).

El modelo de riesgos psicosociales propuesto por el instrumento CoPsoQ – Istas

21 se encuentra compuesto por seis dimensiones conformadas por veinte sub-

dimensiones de tres o cuatro ítems cada una:

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1. Exigencias Psicológicas

a. Exigencias cuantitativas.

b. Ritmo de trabajo.

c. Exigencias emocionales.

d. Exigencia de esconder emociones.

2. Conflicto Trabajo – Familia.

a. Doble presencia.

3. Control sobre el trabajo.

a. Influencia.

b. Posibilidades de desarrollo.

c. Sentido del trabajo.

4. Apoyo social y calidad del liderazgo.

a. Apoyo social de compañeros.

b. Apoyo social de superiores.

c. Calidad del liderazgo.

d. Sentimiento de grupo.

e. Previsibilidad.

f. Claridad de rol.

g. Conflicto de rol.

5. Compensaciones del trabajo.

a. Reconocimiento.

b. Inseguridad sobre el empleo.

c. Inseguridad sobre las condiciones de trabajo.

6. Capital social.

a. Justicia

b. Confianza vertical.

Procedimiento

Para la evaluación de las propiedades psicométricas del cuestionario CoPsoQ –

Istas 21, se utilizaron los datos resultantes de una evaluación de riesgos psicosociales

en una empresa educativa de idiomas. Los trabajadores respondieron el cuestionario

con la autorización de sus superiores y durante su jornada laboral.

Luego de la recolección, codificación y revisión de los datos, se efectuó un

análisis exploratorio descriptivo de la media, desviación estándar, asimetría y curtosis de

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cada uno de los ítems pertenecientes al estudio con el fin de determinar el cumplimiento

de los supuestos estadísticos.

Cabe resaltar que los instrumentos aplicados se hicieron de manera totalmente

anónima, respetando a aquellas personas que se negaron a responder alguno de los

ítems por temor a ser identificados. Además, la empresa encargada del estudio de

variables psicosociales aceptó proporcionar los datos para su uso en fines científicos.

Tras comprobar los supuestos necesarios para el análisis y partiendo de la

premisa de no modificación del instrumento sugerida por el autor, se prosiguió realizar el

análisis factorial confirmatorio, buscando restringir el análisis a la estructura interna de la

metodología actualmente utilizada. Se utilizó el software EQS, diagramando modelos

idénticos al propuesto el CopsoQ II – Istas 21 mediante la metodología SEM (Structural

Equation Modeling). El método de estimación utilizado es el de máxima verosimilitud ya

que existe evidencia de ser un método adecuado aun cuando no se cumple el supuesto

de normalidad multivariante (Beaducel & Herzberg, 2006).

Para evaluar el ajuste, se ha considerado que los valores RMSEA menores a .05

supondrán un buen ajuste, entre .05 y .08 razonable, entre .08 y .10 mediocre y por

encima de .1 el ajuste deberá ser rechazado (Brown, 2006). En cuando al CFI, el ajuste

deberá ser mayor a .9 para considerar que el ajuste el bueno (Hu & Bentler, 1999).

Para evaluar la validez interna convergente de las sub - dimensiones, se hizo

uso de la varianza extraída promedio (AVE), tomando como punto de corte aceptable

todos aquellos resultados superiores .5 (Hair et al., 2010). La validez discriminante fue

evaluada según los criterios propuestos por Fornell y Larcker (1981), donde la varianza

compartida debe ser menor a la AVE de cada constructo. Además, se analizaron las

cargas factoriales de cada ítem con respecto al constructo al cual pertenecen, se

utilizaron los criterios propuestos por Matsunaga (2009), donde se conservan todos

aquellos factores con cargas superiores .4 y se consideran aceptables aquellos con

cargas superiores a .6.

Finalmente, para analizar consistencia de las puntuaciones, se hizo uso del α de

Cronbach para cada una de las sub-dimensiones que conforman cada dimensión. Se

consideró un α > .7 como indicador de una consistencia de puntuación aceptable

(George & Mallery 1995). Para la evaluación de la confiabilidad del constructo, se hizo

uso del coeficiente ω de McDonald (1999), considerándose como adecuado un puntaje

mínimo de .7 (Evers et al., 2010).

16

Resultados

Antes de proceder con el análisis de confiabilidad y el AFC, se validó el

cumplimiento de los supuestos estadísticos necesarios. Se halló la media, desviación

típica, asimetría y curtosis de la muestra. Según lo propuesto por Malgady (2007), se

hizo uso del índice estandarizado de asimetría (Standardized Skew Index; SSI) para

analizar la asimetría de cada uno de los ítems.

En cuanto a los ítems de la dimensión de exigencias psicológicas presentados

en la tabla 2, se encontró que ocho de los quince reactivos presentaron asimetría

moderada o alta.

Tabla 2. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Exigencias psicológicas

Ítems M DE g1 g2 SSI Exigencias Cuantitativas 01 3.95 .90 -.59 .06 -.24 Exigencias Cuantitativas 02 3.59 1.16 -.45 -.66 -.30 Exigencias Cuantitativas 03 2.43 .96 .51 .24 .24 Exigencias Cuantitativas 04 4.18 .98 -1.21 1.13 -.59 Ritmo de Trabajo 05 1.76 .88 1.06 .64 .41 Ritmo de Trabajo 06 2.55 .98 .28 -.03 .13 Ritmo de Trabajo 07 2.04 1.04 1.95 12.56 1.05 Exigencias Emocionales 08 4.20 1.03 -1.17 .56 -.62 Exigencias Emocionales 09 3.30 1.32 -.28 -1.05 -.24 Exigencias Emocionales 10 3.19 1.27 -.27 -.94 -.22 Exigencias Emocionales 11 2.86 1.07 .19 -.47 .11 Exigencia de Esconder Emociones 12 3.58 1.24 -.39 -.90 -.30 Exigencia de Esconder Emociones 13 2.22 1.47 .86 -.73 .93 Exigencia de Esconder Emociones 14 3.04 1.37 -.08 -1.20 -.08 Exigencia de Esconder Emociones 15 2.13 1.35 .96 -.37 .87

N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría

Por su parte, la mayoría de los ítems de la dimensión Conflicto trabajo – familia

(tabla 3) presentaron normalidad univariada, solo encontrándose un reactivo con

asimetría moderada dentro del modelo.

17

Tabla 3. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Conflicto trabajo - familia

Ítems M DE g1 g2 SSI Doble Presencia 16 3.37 1.09 -.14 -.73 -.08 Doble Presencia 17 3.21 1.20 -.15 -.87 -.11 Doble Presencia 18 3.35 1.20 -.32 -.80 -.23 Doble Presencia 19 3.70 1.11 -.65 -.28 -.40

N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría

Las tres sub-dimensiones de la dimensión Control sobre el trabajo presentadas

en la tabla 4 evidenciaron nueve reactivos con asimetría moderada o alta, encontrando

la mayor asimetría en la sub-dimensión de Posibilidad de desarrollo.

Tabla 4. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Control sobre el trabajo

Ítems M DE g1 g2 SSI Influencia 20 2.67 1.18 .49 -.52 .34 Influencia 21 3.15 1.21 -.01 -.87 -.01 Influencia 22 2.48 1.11 .51 -.35 .31 Influencia 23 2.77 1.17 .33 -.58 .22 Posibilidad de Desarrollo 24 1.80 .97 1.16 .72 .54 Posibilidad de Desarrollo 25 2.04 1.10 .82 -.20 .49 Posibilidad de Desarrollo 26 1.93 1.08 1.03 .29 .60 Posibilidad de Desarrollo 27 1.69 .92 1.32 1.21 .55 Sentido de Trabajo 28 1.73 .87 1.16 1.08 .43 Sentido de Trabajo 29 1.74 .96 1.32 1.25 .61 Sentido de Trabajo 30 1.34 .66 2.24 5.29 .49

N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría

Los ítems de la dimensión Apoyo social y calidad de liderazgo observados en la

tabla 5 presentaron 16 ítems con asimetría moderada o alta, encontrándose la mayor

asimetría en las sub-dimensiones de Claridad de Rol, Sentimiento de grupo y Apoyo

social de superiores.

18

Tabla 5. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Apoyo social y calidad de liderazgo

Ítems M DE g1 g2 SSI Claridad de Rol 31 2.22 1.06 .71 -.18 .40 Claridad de Rol 32 1.81 .97 1.21 1.02 .57 Claridad de Rol 33 1.89 .98 1.02 .53 .49 Claridad de Rol 34 2.28 1.08 .61 -.24 .36 Conflicto de Rol 35 3.07 1.29 .00 -1.07 .00 Conflicto de Rol 36 3.66 1.20 -.63 -.52 -.45 Conflicto de Rol 37 2.75 1.17 .15 -.85 .10 Conflicto de Rol 38 3.29 1.27 -.29 -.97 -.24 Apoyo Social de Compañeros 39 2.47 1.62 1.53 195.39 13.82 Apoyo Social de Compañeros 40 2.37 1.01 .46 -.23 .24 Apoyo Social de Compañeros 41 2.74 1.13 .18 -.65 .11 Sentimiento de Grupo 42 1.84 .86 .95 .62 .35 Sentimiento de Grupo 43 1.97 1.02 1.03 .66 .53 Sentimiento de Grupo 44 1.93 .92 .90 .48 .38 Apoyo Social de Superiores 45 1.98 1.04 .99 .46 .53 Apoyo Social de Superiores 46 2.17 1.09 .79 -.01 .47 Apoyo Social de Superiores 47 2.31 1.13 .60 -.33 .39 Calidad de Liderazgo 48 2.70 1.22 .30 -.81 .22 Calidad de Liderazgo 49 2.46 1.11 .47 -.59 .29 Calidad de Liderazgo 50 2.44 1.08 .50 -.40 .29 Calidad de Liderazgo 51 2.42 1.10 .56 -.35 .34 Previsibilidad 52 3.05 1.20 -.08 -.96 -.06 Previsibilidad 53 2.29 1.04 .63 -.20 .34

N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría

Con respecto a los ítems de la dimensión de Compensaciones (tabla 6), se

encuentran cinco de nuevo reactivos con asimetría moderada o alta. Además, se

observa que las sub-dimensiones de Inseguridad sobre el empleo e Inseguridad sobre

las condiciones presentan distribuciones con poca concentración de frecuencias

alrededor de la media.

19

Tabla 6. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Compensaciones

Ítems M DE g1 g2 SSI Reconocimiento 54 2.60 1.09 .38 -.50 .23 Reconocimiento 55 2.33 1.03 .59 -.14 .31 Reconocimiento 56 2.28 .99 .62 -.05 .30 Inseguridad Sobre el Empleo 57 2.67 1.55 .25 -1.48 .29 Inseguridad Sobre el Empleo 58 2.85 1.47 .11 -1.38 .12 Inseguridad sobre las condiciones 59 2.78 1.53 .16 -1.46 .19 Inseguridad sobre las condiciones 60 2.50 1.48 .43 -1.29 .47 Inseguridad sobre las condiciones 61 3.01 1.48 -.04 -1.40 -.04 Inseguridad sobre las condiciones 62 2.57 1.56 .41 -1.39 .50

N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría

Finalmente, realizando el análisis de los ítems de la dimensión Capital social

presentados en la tabla 7, se encontró asimetría leve para seis de siete reactivos.

Únicamente el ítem de Confianza Vertical 64 presentó asimetría moderada.

Tabla 7. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Capital Social

Ítems M DE g1 g2 SSI Confianza Vertical 63 2.38 .99 .49 -.21 .24 Confianza Vertical 64 2.34 1.03 .51 -.31 .27 Confianza Vertical 65 2.90 1.19 .06 -.91 .04 Justicia 66 2.74 1.11 .23 -.65 .14 Justicia 67 2.86 1.20 .13 -.87 .09 Justicia 68 2.83 1.11 .13 -.71 .08 Justicia 69 2.76 1.11 .31 -.58 .19

N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría

Usando la prueba de normalidad de Kolmogórov - Smirnov con la corrección de

Lilliefors se determinó que ninguna de las sub-dimensiones del modelo presenta

normalidad multivariada.

Según se evidencia en la tabla 8, el CFI de cinco de las seis dimensiones fue

superior a .95, mientras que la dimensión de exigencias tuvo un índice menor, pero

aceptable (CFI = .934) indicando que el modelo presenta buen ajuste al modelo CopsoQ

II – Istas 21, mostrando pocas discrepancias con respecto al mismo (Hu & Bentler,

1999). En cuanto el RMSEA de las dimensiones, la dimensión de Apoyo social y

liderazgo muestra un buen ajuste (RMSEA < .05). Los RMSEA de las dimensiones de

20

Compensaciones, Control sobre el trabajo, Capital social y Exigencias psicológicas

demostraron un ajuste razonable (.05 < RMSEA < .08) al modelo CoPsoQ – Istas 21. La

dimensión de Conflicto trabajo - familia no se ajustó de manera adecuada al modelo

(RMSEA > .1) (Brown, 2006).

Tabla 8. Índices de ajuste del modelo CoPsoQ – Istas 21 Dimensión χ2 gl CFI RMSEA SRMR

Compensaciones 4145.832 32 .982 .073

.045 (.058 - .089)

Control sobre el trabajo 3691.287 55 .973 .065

.065 (.054 - .077)

Capital Social 10236.654 21 .996 .076

.028 (.056 - .097)

Conflicto Trabajo - Familia 1515.333 6 .985 .143

.035 (.097 - .195)

Apoyo Social y Liderazgo 2294.761 253 .992 .039

.052 .033 - .045

Exigencias Psicológicas 3588.382 105 .934 .069

.082 (.061 - .077)

Analizando los resultados por dimensiones, la configuración factorial de la

dimensión Exigencias psicológicas, presentada en tabla 9, muestra que todos los ítems

presentan cargas factoriales suficientes. Sin embargo, el ítem “Exigencia de Esconder

Emociones 13” muestra una carga factorial inferior a la brecha límite para ser

conservado dentro del modelo. Con respecto a la validez interna convergente de esta

dimensión, se puede determinar que la varianza promedio extraída de todos las sub -

dimensiones es inferior a lo esperado (AVE > .5) (Hair et al., 2010). Finalmente, el

análisis de validez discriminante de la dimensión indica que la sub-dimensión Exigencias

emocionales, estaría teniendo varianzas compartidas superiores a la varianza extraída

individual con las sub-dimensiones Exigencias cuantitativas y Exigencias de esconder

emociones.

21

Tabla 9. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Exigencias Psicológicas

Ítems F1 F2 F3 F4 Exigencias Cuantitativas 01 .614 Exigencias Cuantitativas 02 .531 Exigencias Cuantitativas 03 .616 Exigencias Cuantitativas 04 .784 Ritmo de Trabajo 05 .534 Ritmo de Trabajo 06 .424 Ritmo de Trabajo 07 .793 Exigencias Emocionales 08 .458 Exigencias Emocionales 09 .641 Exigencias Emocionales 10 .882 Exigencias Emocionales 11 .635 Exigencia de Esconder Emociones 12 .487 Exigencia de Esconder Emociones 13 .391 Exigencia de Esconder Emociones 14 .927 Exigencia de Esconder Emociones 15 .548 F1 1 .048 .452 .177 F2 .22 1 .281 .0961 F3 .673 .531 1 .579 F4 .421 .31 .761 1 AVE .413 .364 .45 .387 ω .734 .616 .756 .693 H .762 .698 .837 .8754 α .462 .651 .455 .343 Nota: cursiva: Varianza Compartida superior a AVE.

En relación a la configuración factorial de la dimensión conflicto trabajo - familia,

en la tabla 10 se puede observar todos los ítems sobrepasan la brecha para ser

mantenidos dentro del modelo. Con respecto a la validez interna convergente, se

observa un AVE superior a .5, dando evidencia de que los ítems explican de manera

adecuada el constructo.

22

Según se observa en la tabla 11, todos los ítems de la dimensión de Control

sobre el trabajo superan la carga factorial mínima. Analizando la validez interna

convergente de la dimensión, se identifica que la varianza compartida entre las sub-

dimensiones Posibilidad de Desarrollo y Sentido de Trabajo es superior al AVE de

Posibilidad de Desarrollo, dando ligeros indicios para presumir solapamiento

interfactorial.

En cuanto al AVE de las sub-dimensiones, todos obtuvieron puntuaciones

mayores a .5, dando evidencia de validez interna convergente. La varianza compartida

de las sub-dimensiones Sentido de Trabajo – Posibilidad de Desarrollo, es ligeramente

superior a la varianza extraída de Posibilidad de Desarrollo, no siendo lo esta diferencia

lo suficientemente grande como para negar la validez discriminante de ambos factores.

Tabla 10. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Conflicto trabajo - familia

Ítems F1 Doble Presencia 16 .552 Doble Presencia 17 .907 Doble Presencia 18 .934 Doble Presencia 19 .637 AVE .601 ω .852 H .92 α .819

23

Como se observa en la tabla 12, todas las cargas factoriales de la dimensión

Apoyo social y liderazgo superaron la brecha para ser mantenidas en el modelo. En

cuanto a la validez interna convergente de la dimensión, se observa que el Conflicto de

Rol no supera la brecha de varianza extraída promedio superior a .5, todos los demás

factores superan dicha brecha. Resalta que la correlación entre la sub-dimensión

Claridad de Rol y Previsibilidad supera la brecha de .8, además la varianza compartida

de ambas sub-dimensiones es superior a la varianza explicada promedio de Claridad del

Rol, dando evidencia suficiente para asumir que no existe validez discriminante entre

ambos factores. Todos los demás factores superan el criterio de validez discriminante.

Tabla 11. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Control Sobre el Trabajo

Ítems F1 F2 F3 Influencia 20 .656 Influencia 21 .872 Influencia 22 .833 Influencia 23 .861 Posibilidad de Desarrollo 24 .454 Posibilidad de Desarrollo 25 .806 Posibilidad de Desarrollo 26 .86 Posibilidad de Desarrollo 27 .702 Sentido de Trabajo 28 .82 Sentido de Trabajo 29 .865 Sentido de Trabajo 30 .587 F1 1 .141 .129 F2 .376 1 .531 F3 .36 .729 1 AVE .54 .522 .588 ω .82 .8 .8 H .868 .855 .84 α .309 .493 .489 Nota: cursiva: Varianza Compartida superior a AVE.

24

En la tabla 13, se observa que todos los ítems de la dimensión Compensaciones

presentan cargas factoriales superiores a la brecha mínima para ser mantenidos en el

Tabla 12. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Apoyo Social y Liderazgo

Ítems F1 F2 F3 F4 F5 F6 F7 Claridad de Rol 31 .754 Claridad de Rol 32 .748 Claridad de Rol 33 .815 Claridad de Rol 34 .795 Conflicto de Rol 35 .471 Conflicto de Rol 36 .667 Conflicto de Rol 37 .791 Conflicto de Rol 38 .793 Apoyo Social de Compañeros 39 .781 Apoyo Social de Compañeros 40 .922 Apoyo Social de Compañeros 41 .739 Sentimiento de Grupo 42 .816 Sentimiento de Grupo 43 .915 Sentimiento de Grupo 44 .808 Apoyo Social de Superiores 45 .892 Apoyo Social de Superiores 46 .952 Apoyo Social de Superiores 47 .844 Calidad de Liderazgo 48 .865 Calidad de Liderazgo 49 .966 Calidad de Liderazgo 50 .961 Calidad de Liderazgo 51 .884 Previsibilidad 52 .689 Previsibilidad 53 .821 F1 1 .216 .121 .206 .407 .401 .695 F2 -.465 1 .063 .079 .192 .255 .291 F3 .349 -.251 1 .550 .285 .168 .126 F4 .454 -.282 .742 1 .298 .204 .143 F5 .638 -.439 .534 .546 1 .632 .427 F6 .634 -.505 .411 .452 .795 1 .409 F7 .834 -.54 .356 .379 .654 .64 1 AVE .606 .48 .668 .718 .804 .846 .574 ω .86 .781 .857 .884 .925 .956 .728 H .863 .817 .894 .9 .941 .97 .748 α .513 -.412 .476 .5 .704 .583 .524 Nota: Cursiva: Varianza Compartida superior a AVE; Negrita: Correlación Interfactorial > .8

25

modelo. En el análisis de validez interna convergente, se observa que todos los AVE

fueron superiores a .5, dando evidencia de que la varianza capturada es superior al

error de medición. La correlación interfactorial entre las sub-dimensiones Inseguridad

Sobre las Condiciones de Trabajo e Inseguridad Sobre el Empleo es superior a .8,

dando indicios de solapamiento interfactorial, sin embargo, el AVE de Inseguridad Sobre

las Condiciones es superior a la varianza compartida de ambos factores.

Tabla 13. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Compensaciones

Ítems F1 F2 F3 Reconocimiento 54 .816

Reconocimiento 55 .936 Reconocimiento 56 .859 Inseguridad Sobre el Empleo 57 .933

Inseguridad Sobre el Empleo 58 .66 Inseguridad sobre las condiciones 59

.816

Inseguridad sobre las condiciones 60

.821 Inseguridad sobre las condiciones 61

.845

Inseguridad sobre las condiciones 62

.75 F1 1 .025 .104 F2 -.159 1 .646 F3 -.324 .804 1

AVE .76 .65 .65 ω .9 .785 .88 H .92 .88 .88 α -.232 .559 .259 Nota: Negrita: Correlación Interfactorial > .8

Finalmente, el análisis estructural de la dimensión Capital social en la tabla 14,

muestra cargas factoriales superiores a la brecha mínima para su mantenimiento en el

modelo. En cuanto a la validez de la dimensión, se observa que cumple con los

requisitos para asumir que existe validez interna convergente.

26

Tabla 14. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Capital Social

Ítems F1 Confianza Vertical 63 .773 Confianza Vertical 64 .788 Confianza Vertical 65 .859 Justicia 66 .856 Justicia 67 .841 Justicia 68 .841 Justicia 69 .841 AVE .687 ω .938 H .94 α .88

En cuanto a la consistencia interna del instrumento, el análisis del coeficiente α

de Cronbach muestra que las dimensiones unidimensionales de Conflicto trabajo -

familia, Capital Social y la sub dimensión de Apoyo Social y liderazgo, Apoyo Social de

Superiores superaron la brecha de α > .7 para ser consideraron aceptables. Todos las

demás sub - dimensiones mostraron resultados inferiores a dicho valor. Además, la

confiabilidad de las puntuaciones compuestas, evaluada mediante el coeficiente Omega

de McDonald, muestra que las únicas dimensiones con valores inferiores a la brecha

para ser considerados adecuados (ω > .7) fueron las sub-dimensiones de Exigencias

Psicológicas: Ritmo de Trabajo y Exigencia de Esconder Emociones.

27

Discusión

Los objetivos de la presente investigación fueron brindar evidencias de validez

con respecto a la estructura interna, validez interna convergente y validez discriminante

y confiabilidad de puntuaciones directas y compuestas para cada una de las seis

dimensiones del instrumento CoPsoQ II – Istas 21, brindando evidencias de calidad para

el uso del instrumento en territorio nacional.

En cuanto a los índices de ajuste factorial del modelo CoPsoQ II – Istas 21, se

pudo observar que los CFI de las dimensiones Exigencias Psicológicas, Control sobre el

trabajo, Apoyo Social y Calidad de Liderazgo, Compensaciones del trabajo y Capital

Social mostraron un buen ajuste. Sin embargo, el RMSEA de la dimensión Conflicto

trabajo - familia niega que esta se ajuste al modelo. En base al análisis de los grados de

libertad de la dimensión Conflicto trabajo - familia, se puede concluir que el RMSEA de

la dimensión se vio influenciado por los pocos grados de libertad de la misma (Lara,

2014), tomando en consideración únicamente el valor CFI de la dimensión. Se

encuentra una congruencia en los resultados obtenidos con respecto a los antecedentes

de la presente investigación, obteniendo valores muy parecidos a aquellos publicados

por Burgos (2011), donde se evidenciaban CFI superiores a .9 y RMSEA inferiores a

.08, condición que también se repite este análisis. Esta congruencia puede ser

interpretada como una evidencia acumulada de que la estructura factorial del

instrumento CoPsoQ II – Istas 21 se está manteniendo en diferentes grupos

poblacionales. El desarrollo de una adaptación haciendo uso de un español neutro que

facilita la comprensión de los ítems en muestras poblacionales con diferentes trasfondos

culturales, pero de un mismo idioma, así como ítems que contemplan opciones de

respuesta de realidades organizacionales pertenecientes a cualquier tipo de empresa

puedan ser algunos de los factores que impulsan el logro de este resultado.

Mediante al análisis de cargas factoriales, se encontró que el ítem Exigencia de

Esconder Emociones 13 “¿te exigen en el trabajo ser amable con todo el mundo

independientemente de la forma como te traten?” no habría superado la brecha de

correlación para quedarse dentro del modelo. Este resultado parecería deberse en gran

medida a la muestra donde fueron recopilados los datos de la presente investigación.

Las empresas de educación, como negocios que brindan servicios, requieren que sus

trabajadores sean amables con todos, manteniendo el decoro en todas las

circunstancias. Debido a esto, es sumamente probable que los evaluados evidenciaran

puntajes más altos en este ítem que en los demás ítems del constructo, distorsionando

28

la correlación entre estos y finalmente causando que el ítem Exigencia de Esconder

Emociones 13 mostrara una baja correlación con el constructo.

Se encontró que la dimensión Exigencias Psicológicas no posee la validez

interna convergente suficiente para ser utilizada en esta muestra, por lo que las

puntuaciones obtenidas en dicha dimensión estarían capturando menos varianza que

error, distorsionando más de lo permitido los resultados finales de la dimensión. Este

resultado puede deberse a la muestra multiocupacional donde fueron obtenidos los

datos, los trabajos administrativos, de atención al público y de docencia tienen

condiciones de exigencias muy diferenciadas unas con otras, causando una muy

probable distorsión en el cálculo de la varianza extraída promedio. Se recomienda

realizar mayores investigaciones haciendo uso de la AVE para el análisis de la validez

interna convergente de este instrumento.

La dimensión de Conflicto trabajo – familia muestra una validez interna

convergente adecuada para ser utilizada en esta muestra, siendo apta para su uso en el

diagnóstico organizacional.

La dimensión Control Sobre el Trabajo, se evidencia una validez interna

convergente aceptable para ser utilizada en esta muestra. Por otra parte, si bien se

identifica un ligero indicio de solapamiento interfactorial entre Posibilidad de Desarrollo y

Sentido de Trabajo, este es descartado por no haber una gran diferencia entre la

varianza compartida de ambos factores y la varianza extraída promedio de estos.

Se halló que la dimensión de apoyo social y liderazgo muestra evidencias de

validez interna convergente en todas sus sub-dimensiones excepto en Conflicto de Rol.

Con respecto a la validez discriminante, se observa una posible y muy marcada

superposición entre las sub-dimensiones Claridad de Rol y Previsibilidad, requiriendo

estudios a mayor profundidad y en diferentes espacios muestrales para determinar si

sus ítems en conjunto responden a un solo factor. Todos los demás factores

demuestran tener validez discriminante.

En cuanto a la dimensión Compensaciones, se halló evidencia de validez interna

convergente. Sin embargo, con respecto a la validez discriminante, se encontró una alta

correlación interfactorial entre las sub-dimensiones de Inseguridad Sobre el Empleo e

Inseguridad Sobre las Condiciones. No obstante, la varianza extraída promedio de cada

uno de ellos es superior a la varianza compartida de ambos, justificando la

independencia factorial de cada uno. La alta correlación entre ambos factores puede

29

deberse a que en condiciones normales, una política laboral que causa inseguridad, lo

hace en todos los sentidos, al no brindar información alguna ya sea sobre la continuidad

o las condiciones futuras de la persona.

Finalmente, la dimensión de Capital Social y Liderazgo posee validez interna

convergente, lo que vuelve apta para el diagnóstico organizacional.

Tanto los resultados de cargas factoriales, validez interna convergente y validez

discriminante de esta investigación no pueden ser contrastados con otros estudios

puesto que estos análisis no fueron realizados o no fueron presentados por sus autores.

Esto no permite un adecuado análisis de variables necesarias para la evolución y

adaptación del instrumento en los diferentes entornos geográficos, limitándose

únicamente a repetir el modelo original. Por otra parte, estos estudios han concluido la

adecuada validez y confiabilidad del instrumento sin tomar en cuenta todo el espectro de

la evaluación psicométrica, dando información peligrosa a los lectores de sus hallazgos.

Se recomienda realizar estos análisis en futuras investigaciones, buscando contrastar

los resultados obtenidos en diferentes estudios para garantizar el adecuado

funcionamiento de las dimensiones del instrumento.

Sobre la consistencia interna, únicamente fue posible comparar los resultados

referentes a la confiabilidad de puntuación, puesto que la confiabilidad de constructo no

fue reportada por ninguno de los antecedentes. Tomando en consideración que el

principio de tau-equivalencia sobre el cual se soporta el α no se cumple, es necesario

utilizar otros coeficientes de confiabilidad que no contemplen este requisito, utilizar un

coeficiente α sesgado para realizar conclusiones no constituye una práctica correcta en

la psicometría (Zinbarg, Yovel, & McDonald, 2006). Por otra parte, cabe resaltar que el

coeficiente α se encuentra indicado para escalas unidimensionales (Oviedo & Campos-

Arias, 2005). Sin embargo, esta técnica fue utilizada para medir la confiabilidad de

puntuación de las seis grandes escalas de la metodología CoPsoQ II – Istas 21, las

cuales son multidimensionales.

Se observó que únicamente las dimensiones de Conflicto trabajo - familia y

Capital Social (Unidimensionales) mostraron evidencia de confiabilidad de escala, así

como la sub-dimensión Apoyo Social de Superiores de la dimensión Apoyo Social y

Liderazgo. Estos resultados son parcialmente congruentes con los hallazgos de Burgos

(2011) y Alvarado et al. (2012), la sub - dimensión de Doble Presencia presentó los α

más bajos en ambos estudios, siendo descartado del análisis de Alvarado et al. (2012).

30

Por otra parte, la dimensión de Capital Social no existía en la versión del cuestionario

utilizada por ambos autores (Versión I), por lo que no puede ser comparada. Este

resultado puede deberse a que, en la segunda entrega del cuestionario, la dimensión

Conflicto trabajo - familia fue reducida a una sola dimensión (Moncada, 2014) para

aumentar la confiabilidad de la misma, siendo los resultados de este estudio en

comparación con la versión anterior prueba de su éxito.

Todos los demás factores de las dimensiones mostraron no contar con medidas

de confiabilidad de puntuación adecuadas, resultado no congruente con los resultados

Burgos (2011) ni Alvarado et al. (2012). El coeficiente α puede ser afectado por el

reducido número de ítems de cada sub – dimensión, sin embargo, las diferentes

características psicosociales de los evaluados pudieron haber intervenido en la varianza

de las puntuaciones, dando resultados dispersos. Los grupos ocupacionales que

conforman la muestra poseen distintas modalidades contractuales, horarios laborales,

contacto con el público, carga laboral y estructuras organizacionales, condiciones que

los exponen a una interacción distinta con el centro donde laboran, generando

dispersión en las puntuaciones y por consiguiente en el funcionamiento de los ítems. Si

bien el resultado abarca gran parte de las dimensiones evaluadas, este no puede ser

concluyente debido a que toda la muestra pertenece a un solo centro laboral con

condiciones sumamente parecidas, existiendo la posibilidad de algún sesgo por parte

del mismo. Se recomienda realizar investigaciones similares en diferentes espacios

muestrales.

En cuanto a la confiabilidad de los puntajes compuestos, todos los factores de

las dimensiones demostraron ser aptos para su uso en diagnóstico de riesgos

psicosociales en la muestra evaluada. Siendo este coeficiente más confiable al no

haberse cumplido el supuesto de tau-equivalencia.

Si bien la presente investigación ha logrado profundizar en mayor medida en las

características psicométricas del instrumento, hubo limitaciones que no permitieron

obtener resultados con mejor utilidad práctica. En primera instancia, las características

de la muestra no favorecieron al análisis de consistencia interna, al existir múltiples

climas y condiciones laborales dentro de la organización evaluada. Por otra parte, al ser

el CoPsoQ II – Istas 21 un instrumento multidimensional de gran cantidad de

dimensiones y sub – dimensiones, la cantidad de variables observadas por cada

variable latente es muy baja, influenciando de manera negativa en el coeficiente de

confiabilidad de escala.

31

La debida validación de un instrumento de riesgos psicosociales permitirá el

adecuado diagnóstico de esta variable en las organizaciones. El instrumento CoPsoQ II

– Istas 21 no solo permite la identificación de perfiles de alto riesgo, está diseñado para

contar con modelos de intervención organizacional específicos para cada una de las sub

– dimensiones que componen el modelo.

El estudio de las propiedades psicométricas del instrumento en territorio nacional

es solo el primer paso para la implantación de una cultura de seguridad que toma en

cuenta las variables psicológicas de sus trabajadores como importantes en el desarrollo

de sus planes de intervención.

Sectores ocupacionales como el de servicios, no presentan peligros evidentes,

atribuyéndose las condiciones laborales del sector como propias de la tarea. El uso de

un instrumento debidamente validado permitirá realizar descriptivos certeros de cómo es

que estas condiciones afectan las variables psicológicas de sus trabajadores,

permitiendo el desarrollo del estado del arte con diversas líneas de investigación que

profundicen en la predicción y el control de variables organizacionales que son

influenciadas por el riesgo psicosocial.

En base a los resultados obtenidos, se puede concluir que el instrumento

CoPsoQ II – Istas 21 se ajusta al modelo factorial propuesto en su versión original,

mostrando además evidencias de confiabilidad para puntuaciones compuestas. Sin

embargo, el modelo sería parcialmente valido, al haber encontrado falencias en la

validez interna convergente y discriminante de algunas sub – dimensiones del mismo.

Es necesario realizar más estudios acerca de la confiabilidad de las puntuaciones

directas del instrumento, así como de la validez interna convergente y discriminante de

sus sub - dimensiones, acumulando una mayor cantidad de estudios para determinar el

real alcance de estas propiedades.

Para terminar, se recomienda realizar investigaciones de la misma metodología

en diferentes grupos muestrales a nivel nacional, considerando las limitaciones del

presente estudio. A partir del contraste de esos resultados, debería ser posible

esclarecer qué características psicométricas se repiten en diferentes muestras para

tomar decisiones en cuanto a la estructura del instrumento. Por otra parte, es posible

añadir nuevas aristas al análisis, incluyendo estudios de validez externa y pruebas

longitudinales para tener un mayor nivel de contraste.

32

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