Justificación
psicométrica.
Diseño y
contenido del cuestionario.
Ya en la primera versión del método (NTP 443/1997) la necesidad de
diseñar una herramienta de fácil aplicación y la influencia de las diferencias individuales
en la percepción de una situación como más o menos agresiva fueron
determinantes en el momento de decidir que la técnica adecuada era el
cuestionario.
Esta técnica, además, permite la aplicación colectiva con un coste de
tiempo reducido, facilita el anonimato y posibilita el tratamiento estadístico
de los datos para la comparación de diversos colectivos, por ejemplo distintos
subgrupos de una misma empresa o un mismo grupo en momentos diferentes.
Para la revisión del contenido de la versión original se partió de una
propuesta conceptual de los factores que debían incluirse, lo que permitió
definir qué variables debían ser consideradas así como definir el listado de
factores, que fue sometido a una prueba de juicio de expertos. Estas pruebas se
utilizan para contrastar la validez de contenido de los ítems y
consisten en pedir a personas expertas en el área que miden los ítems que
señalen su grado de adecuación a unos criterios
y definiciones establecidos en el listado y definiciones de factores.
Ello permitió comprobar que, a nivel teórico, las preguntas que se plantean son
representativas de los factores que se pretenden medir. A partir del listado de
factores se pasaron a definir los indicadores correspondientes y, con base al cuestionario con el que ya se
contaba, a formular preguntas nuevas o reelaborar preguntas que podían ser
mejoradas. Con ello se obtuvo un borrador del cuestionario que, de nuevo fue
sometido a un juicio de expertos.
Con esta primera versión, se llevó a cabo una prueba piloto que permitió determinar los índices de
discriminación de los ítems e introducir en el cuestionario las modificaciones
necesarias a fin de garantizar las propiedades psicométricas del cuestionario.
El estudio psicométrico[1] ha consistido en la
obtención de la fiabilidad como consistencia interna (coeficiente ( de
Cronbach) y diversas evidencias de validez (validez de criterio: relaciones con
otras variables y validez de constructo: estudio de la estructura interna) del
instrumento en la medición de los riesgos psicosociales a partir de la
aplicación del cuestionario a una muestra de 1718 trabajadores.
Fiabilidad
Para cada uno de los factores, así como la escala en
su conjunto, se ha obtenido el coeficiente α de Cronbach, indicador de la
fiabilidad como consistencia interna del instrumento. Los criterios de
interpretación (Muñiz, 2005; Prieto y Muñiz, 2000) se detallan a continuación:
•
Inadecuada: r < 0,60
•
Adecuada pero con déficits: 0.60 ≤ r < 0,70
•
Adecuada: 0,70 ≤ r < 0,80
•
Buena: 0,80 ≤ r < 0,85
•
Excelente: r ≥ 0,85
El coeficiente
alfa de Cronbach para valorar la consistencia interna de la escala global presenta
un valor de 0,895 (n = 1108), lo que indica una fiabilidad excelente a nivel
global.
En
la tabla 1 se muestra el mismo coeficiente para cada uno de los factores.
Tabla 1 Coeficientes de
fiabilidad alfa de Cronbach para cada uno de los factores.
FACTORES DEL
FPSICO |
n |
(alfa de
Cronbach) |
Tiempo de
trabajo |
1660 |
,697 |
Autonomía |
1455 |
,865 |
Carga de trabajo |
1593 |
,733 |
Exigencias
psicológicas |
1465 |
,737 |
Variedad/contenido |
1539 |
,705 |
Participación/supervisión |
1549 |
,732 |
Interés por el
trabajador/compensación |
1556 |
,844 |
Desempeño de rol |
1582 |
,842 |
Relaciones y
apoyo social |
1520 |
,716 |
Validez de criterio
La validez relacionada con el criterio hace referencia a la
correlación de la prueba con un criterio externo. Los criterios elegidos para
su comparación con el método de factores psicosociales fueron el grado de
satisfacción laboral y la salud percibida.
Se ha calculado el coeficiente de correlación entre los datos obtenidos
en el cuestionario de factores psicosociales y los obtenidos en la aplicación
de
Tabla 2 Coeficientes de correlación entre los factores y
Coeficiente de
Correlación de Pearson |
Satisfacción Total |
Satisfacción Intrínseca |
Satisfacción Extrínseca |
|
Tiempo trabajo |
Correlación de Pearson |
-,063 |
-,048 |
-,073 |
p bilateral |
,014 |
,060 |
,004 |
|
Autonomía |
Correlación de Pearson |
-,422 |
-,427 |
-,377 |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Carga Trabajo |
Correlación de Pearson |
-,290 |
-,239 |
-,315 |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Exigencias psicológicas |
Correlación de Pearson |
-,290 |
-,285 |
-,265 |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Variedad/Contenido |
Correlación de Pearson |
-,528 |
-,535 |
-,472 |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Participación Supervisión |
Correlación de Pearson |
-,036 |
,004 |
-,074 |
p bilateral |
,171 |
,868 |
,004 |
|
Interés
por el trabajador/ compensación |
Correlación de Pearson |
-,624 |
-,604 |
-,586 |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Desempeño de rol |
Correlación de Pearson |
-,550 |
-,513 |
-,535 |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Relaciones y apoyo social |
Correlación de Pearson |
-,470 |
-,446 |
-,450 |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
Como puede observarse, en la
mayoría de los casos se obtienen correlaciones moderadas y elevadas. Cabe
destacar que las asociaciones con magnitud superior se muestran en los factores
Autonomía, Variedad/Contenido, Interés por el trabajador/compensación,
Desempeño de rol y Relaciones y apoyo social. El signo negativo de las
correlaciones es algo lógico ya que mayor puntuación en los factores del método
implica mayor riesgo psicosocial, y por tanto es esperable una menor
satisfacción con el trabajo
Tabla 3 Coeficientes de correlación entre los factores y las
escalas del Cuestionario de Salud General.
Coeficiente de Correlación de Pearson |
GHQ Síntomas Somáticos |
GHQ Ansiedad Insomnio |
GHQ Disfunción Social |
|
Tiempo trabajo |
Correlación de Pearson |
,054* |
,139** |
,109** |
p bilateral |
,045 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Autonomía |
Correlación de Pearson |
,185** |
,213** |
,228** |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Carga trabajo |
Correlación de Pearson |
,259** |
,315** |
,249** |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Exigencias psicológicas |
Correlación de Pearson |
,185** |
,226** |
,182** |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Variedad/Contenido |
Correlación de Pearson |
,156** |
,171** |
,240** |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Participación/ Supervisión |
Correlación de Pearson |
,035 |
,070* |
,050 |
p bilateral |
,218 |
,012 |
,058 |
|
Interés
por el trabajador/ compensación |
Correlación de Pearson |
,250** |
,264** |
,261** |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Desempeño de rol |
Correlación de Pearson |
,256** |
,299** |
,304** |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
|
Relaciones y apoyo socal |
Correlación de Pearson |
,151** |
,225** |
,235** |
p bilateral |
< ,001 |
< ,001 |
< ,001 |
Validez de constructo.
Se realizó un análisis factorial confirmatorio de
la estructura de 9 factores a fin de verificar la estructura interna que se planteaba
a nivel teórico. Se ha llevado a cabo a partir de la matriz de
correlaciones policóricas, es decir bajo el supuesto de métrica ordinal, siendo
el método de estimación la máxima verosimilitud (ADF-ERLS, método para
distribuciones libres, adecuado en caso de trabajar en condiciones dificultosas
(elevada curtosis); Ory y Mokhtarian, 2010).
En
la Tabla 4 se puede observar los índices de ajuste del modelo propuesto: todos
ellos indican un buen ajuste al modelo ((2 p > .05 y (2/g.l < 5; BBNFI, BBNNFI; CFI, IFI, GFI
y ≥ 0.90; SRMR ≤ 0.08 y RMSEA ≤ 0.06, Hu y Bentler, 1999; Schumacker y Lomax, 1996
,
Tabla 4 Índices de ajuste del análisis factorial confirmatorio.
(2 |
5112,622 g.l. = 3533 p = ,096 (2/g.l = 1,447 |
Índice de ajuste normado de Bentler-Bonett (BBNFI) |
,925 |
Índice de ajuste no normado de Bentler-Bonett
(BBNNFI) |
,943 |
Índice de ajuste comparative (CFI) |
,935 |
Índice de ajuste
de Bollen (IFI) |
,956 |
Índice de ajuste
GFI de LISREL (GFI) |
,916 |
Índice de ajuste
AGFI de LISREL (AGFI) |
,938 |
Raíz cuadrada de
la media cuadrática del residual (RMR) |
,127 |
Raíz cuadrada de
la media cuadrática del residual estandarizado (SRMR) |
,023 |
Raíz cuadrada de la
media cuadrática del error de aproximación (RMSEA) |
,035 (IC: ,034-,036) |
Bibliografía
1 Ferrer, R. Guilera, G., Peró, M. (2010)
Informe técnico del instrumento de valoración de riesgos psicosociales. Universidad de Barcelona.
2 Goldberg,
D. (1972). The Detection of Psychiatric Illness by Questionnaire. Maudsley
Monograph No.21.
3
Ory, D.T., y Mokhtarian, P.L. (2010). The impact of non-normality,
sample size and estimation technique on goodness-of-fit measures in structural
equation modelling: evidence from ten empirical models of travel behaviour. Quality &
Quantity, 44 (3), 427-445.
4 Muñiz, J. (2005) Utilización de los tests.
En J. Muñiz, A.M. Fidalgo, E. garcía-Cueto, R. Martínez y R. Moreno (Eds).
Análisis de los ítems, (pp. 132-172). Madrid:
5 Prieto, G., y Muñiz, J. (2000). Un modelo
para la evaluación de los tests utilizados en España. Papeles del Psicólogo,
77, 65-72.
6 Warr, P.B., Cook, J.D. y Wall, T.P. (1979). Scales for the measurement of some work attitudes and
aspects of psychological well-being. Journal of Occupational Psychology, 52,
129-148.
[1] El estudio psicométrico ha sido
realizado por R. Ferrer, G. Guilera y M. Pero del Departament de Metodologia
de Ciències del Comportament de