Procedimiento

Se realizó una selección de centros de trabajo aleatoria, formando parte de la evaluación de riesgos psicosociales que realiza la Generalitat Valenciana de manera periódica. Se tuvo una entrevista inicial con la dirección del centro de trabajo y los representantes de los trabajadores para explicar el procedimiento que se iba a seguir. En el momento de recoger los datos el personal investigador explicó a los trabajadores el objetivo del estudio garantizándoles la confidencialidad de las respuestas. Posteriormente, se entregaron y recogieron los cuestionarios en el mismo día por parte del personal investigador. Se pidió la participación de todos los trabajadores de los centros seleccionados, siendo su participación voluntaria. La muestra utilizada fue completamente independiente de la utilizada para construir y validar el instrumento.

Los datos recogidos para la realización de este trabajo procedieron de las evaluaciones de riesgos realizadas al personal de la Generalidad Valenciana siguiendo los principios éticos que el INVASSAT dispone en su página web (https://invassat.gva.es/es/politica-de-proteccion-de-datos), por Delegación de Protección de Datos GVA de la Consellería de Participación, Transparencia, Cooperación y Calidad Democrática, que ejerce las funciones de información, asesoramiento y supervisión que prevé el Reglamento General de Protección de Datos relacionados con los tratamientos de datos personales, siguiendo además los establecidos en la Declaración de Helsinki¹³. Los cuestionarios se respondieron de manera anónima, cuidando la confidencialidad de los datos y la no discriminación de los participantes.

Participantes

Los participantes fueron todos integrantes de los centros de trabajo evaluados. La muestra del estudio fue obtenida entre los años 2018 y 2019, y estuvo formada por 2114 participantes, pertenecientes a los sectores de administración pública 528 (25.00%), justicia 227 (10.70%) y educación no universitaria 1359 (64.30%) de la provincia de Valencia, siendo la distribución por sexo de 696 hombres (32.90%), y 1354 mujeres (64.00%), y 3.10% que no respondieron a este ítem. La media de edad de los participantes fue de 47.79 años (DT = 9.01) (min. = 20 años, máx. = 69 años). Para la recogida de muestra no se segmentó con ninguna variable.

Instrumento

La batería UNIPSICO fue traducida al valenciano/catalán, con la autorización previa de su autor, por el Servicio de Traducción y Asesoramiento del Valenciano de la Generalitat Valenciana, no siendo necesario aplicar el método de traducción-contra traducción pues los traductores eran bilingües con dominio de ambos idiomas a nivel de primera lengua, siendo este cuestionario respondido por todas las personas que intervinieron en este estudio.

Se trata de un cuestionario cuya utilización es libre, si bien se debe solicitar autorización al autor para su uso para evitar el uso por personas sin los conocimientos necesarios, o sin la cualificación requerida. Las escalas que evalúan los factores psicosociales de demandas incluyeron 33 ítems, que se agrupaban en las siguientes seis escalas (ver Anexo), que se evalúan como altas puntuaciones directas indican situación de riesgo psicosocial, excepto la escala de ambigüedad de rol que se realiza de forma inversa:

Todos los ítems en todas las escalas se respondieron en los cuestionarios impresos mediante una escala de cinco grados que va de 0 (Mai) a 4 (Molt sovint: tots els dies).

Análisis de datos

Se realizó un análisis descriptivo de los ítems¹⁴ y de la relación ítem-escala¹⁵. Se utilizó análisis factorial confirmatorio (AFC) con estimación máxima verosimilitud (Maximum Likelihood, ML) para analizar la estructura dimensional. El ajuste global del modelo se evaluó con Chi cuadrado (_χ2) más otros índices no afectados por el tamaño de la muestra: Goodness of Fit Index (GFI), Tucker Lewis Index (TLI) y Comparative Fit Index (CFI). Valores superiores a 0.90 se consideran indicadores de un ajuste aceptable del modelo^16,17. También se consideró el Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA), cuyos valores entre 0.05 y 0.08 indican un ajuste adecuado del modelo^18,19.

La evaluación de la invarianza en función de la variable sexo se realizó siguiendo un patrón de modelos analizados: configural, métrico, escalar, residual y estructural. Se evaluaron tres niveles de invarianza: débil (invarianza de las cargas factoriales), fuerte (invarianza de las cargas factoriales y de los interceptos) y estricta (invarianza de las cargas factoriales, de los interceptos y de las varianzas de los errores). La invarianza estructural se centra en la invarianza de las varianzas y covarianzas de los factores (variables latentes o no observadas)^18,20. Para concluir, sobre la invarianza se utilizará el índice CFI. Valores superiores a 0.01 en las diferencias entre modelos rechazan el modelo con más restricciones²¹.

La fiabilidad de las escalas se evaluó con alfa de Cronbach y omega de McDonald²². El análisis de ítems se realizó con el programa estadístico SPSS, versión 26, el AFC con Amos y los análisis de fiabilidad con el programa R.

Análisis descriptivo de los ítems

La mayoría de ítems presentaron valores de asimetría dentro del rango ± 2, con excepción de dos ítems, el 3 en la escala de Ambigüedad de rol, y el 1, en la escala de conflictos interpersonales. Para curtosis superaron el valor ± 2 el ítem 3 de Ambigüedad de rol; 1, 2, 5, y 6 de Conflictos interpersonales; y 2, 4, y 6 de Conflicto trabajo-familia/familia-trabajo (Tabla 1).

Análisis de la estructura factorial

Se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) con el fin de probar el ajuste de un modelo hipotetizado de seis factores (Conflicto de rol, Ambigüedad de rol, Carga de trabajo, Conflictos interpersonales, Inequidad en los intercambios sociales, y Conflicto trabajo-familia/familia-trabajo) que reproducía el modelo original. El modelo hipotetizado no presentó un ajuste adecuado a los datos: χ²₍₄₈₀₎ (4 429.81, p < 0.001, GFI = 0.872, TLI = 0.808, CFI = 0.825, y RMSEA = 0.062, por lo que se liberaron covarianzas de manera progresiva entre errores considerando el valor de los índices de modificación (IM) y siempre entre ítems de la misma escala. De mayor a menor IM se liberaron las siguientes once covarianzas: (1) Conflicto trabajo-familia/familia-trabajo (seis relaciones): Ítem 1-Ítem 4, Ítem 1-Ítem 5, Ítem 1-Ítem 6, Ítem 4-Ítem 6, Ítem 2-Ítem 6, e Ítem 2-Ítem 4; (2) Conflictos interpersonales (dos relaciones): Ítem 3-Ítem 4, e Ítem 1-Ítem 6; (3) Conflicto de rol (una relación): Ítem 4-Ítem 5; (4) Ambigüedad de rol (una relación) Ítem 3-Ítem 4; y (5) Carga de trabajo (una relación) Ítem 2-Ítem 6.

El modelo hipotetizado revisado presentó un ajuste adecuado a los datos. Aunque no con χ²₍₄₆₉₎ = 2400.93, p < 0.001, sí con el resto de índices de ajuste considerados: GFI = 0.931, TLI = 0.904, CFI = 0.915, RMSEA = 0.044_{(0.042-0.046)} y χ²/gl = 5.12. Todas las relaciones ítem-factor resultaron estadísticamente significativas, con unos valores de lambda adecuados (> 0.40), alcanzándose valores de lambda moderados para el ítem 3 de Conflicto de rol (λ = 0.38), ítem 3 de Conflictos interpersonales (λ = 0.29), y el ítem 2 de Inequidad en los intercambios sociales (λ = 0.27). (Tabla 2).

Como la proporción de mujeres de la muestra fue superior a la de hombres (64.00% vs. 32.90%) y esta variable puede influir en el ajuste del modelo, se evaluó la invarianza según el sexo para el modelo revisado, obteniendo un buen ajuste a los datos en los dos subgrupos de la variable sexo. Para la muestra de hombres: χ²₍₄₆₉₎ = 1114.71, p < 0.001, GFI = 0.906, TLI = 0.907, CFI = 0.918, RMSEA_{(0.041-0.048)} = 0.045 y χ²/gl = 2.38. Para la muestra de mujeres: χ²₍₄₆₉₎ = 1729.26, p < 0.001, GFI = 0.925, TLI = 0.901, CFI = 0.912, RMSEA_{(0.042-0.047)} = 0.045 y χ²/gl = 3.69. Todas las cargas factoriales resultaron significativas en las dos muestras. Para probar si la estructura factorial resultaba equivalente entre la muestra de hombres y mujeres se siguió el procedimiento de modelos anidados descrito en la sección Procedimiento. El modelo configural presentó un buen ajuste a los datos: RMSEA_{(0.030-0.033)} = 0.031, CFI = 0.914, χ²/gl = 3.03, lo que indica que la estructura factorial es adecuada para las dos muestras (hombres vs. mujeres). A continuación se probó la invarianza métrica (invarianza débil), que prueba si la intensidad de las relaciones entre los ítems y sus respectivas escalas es similar en ambas muestras. La diferencia entre los índices CFI del modelo configural y del modelo métrico (ΔCFI = 0.002) resultó inferior a .01, lo que sustenta este tipo de invarianza. También resultó inferior a 0.01 la diferencia entre los valores del CFI del modelo métrico y del modelo escalar (ΔCFI = 0.007) y entre el modelo escalar y el modelo residual (ΔCFI = 0.002). Estos resultados apoyan la invarianza fuerte y la invarianza estricta, respectivamente, por lo que el modelo factorial presenta invarianza de medida. Por último se analizó la invarianza estructural (igualdad de varianza y convarianzas de los constructos). La diferencia entre los valores del CFI entre el modelo residual y el modelo estructural obtuvo un valor de 0.000 lo que sustenta la invarianza estructural del modelo factorial.

Análisis de consistencia interna

Todas las escalas presentaron valores alfa de Cronbach, y omega de McDonald superior a 0.70 (Tabla 3). Todos los ítems presentaron valores superiores a 0.30 en homogeneidad corregida, excepto el 2 de Inequidad en los intercambios sociales. Respecto al valor alfa al eliminar el elemento, solo la eliminación del ítem 2 de Inequidad en los intercambios sociales incrementaba el valor de alfa para la variable.