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 la Escala General de Satisfacción (Warr, Cook y Wall, 1979): y el Cuestionario de Salud General (Goldberg, 1972). (Tres subescalas de la versión de 28 ítems). Se ha empleado el coeficiente de correlación producto- momento de Pearson  (Tabla 2).

 

 

 

 

 

Tabla 2 Coeficientes de correlación entre los factores y la Escala General de Satisfacción

 

 

 

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

 

 

 

La Tabla 3 especifica las correlaciones obtenidas entre los factores y el Cuestionario de Salud General, cuando éste último se utiliza en la detección de problemas de nueva aparición. Se obtienen correlaciones estadísticamente significativas de magnitud moderada o baja, destacando los coeficientes de correlación en el caso de Carga de trabajo, Interés por el trabajador/compensación, Desempeño de rol y Relaciones y apoyo social.

 

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. Oxford: Oxford University Press.

 

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: La Muralla, S.A.

 

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 la Universitat de Barcelona .