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Introducción
Desde la Teoría Social Cognitiva1, la autoeficacia alude a un sistema de creencias relacionadas con las capacidades del sujeto, que lo orientan a acción y el logro de una situación. La autoeficacia ha demostrado ser un constructo clave en la interacción trabajador - condiciones del trabajo; por ejemplo, desde la Teoría Demandas-Recursos Laborales, la autoeficacia es considerada un recurso personal, asociándose a los recursos laborales (e. g., autonomía en el trabajo) e influyendo en el desarrollo del bienestar del trabajador (e. g., engagement)2, así como en consecuentes tales como la satisfacción el desempeño laboral3,4. Esta asociación ha sido corroborada desde hace años también para el manejo exitoso de emociones, el engagement y solución de problemas, las cuales no solo covarían linealmente con la propia percepción de eficacia5,6,7, sino que también distinguen a trabajadores que serán más exitosos para afrontar el estrés6). Con fuertes vínculos para la salud y la comprensión del incremento de los efectos del estrés, también existen correlaciones entre la baja autoeficacia, bajo cortisol y alta desorganización cognitiva8. Otros componentes cognitivos que reconociblemente son deteriorados por su aparente asociación negativa con la autoeficacia son la atención9 y memoria de trabajo10.
La medición de la autoeficacia es diferenciada en global y específica11,12; en el escenario del trabajo se aplican estas dos formas de evaluación13,14, pero la elección de cada una de ellas varía según los intereses del investigador, aunque también se conoce de su aplicabilidad en conjunto13,15. Según las sugerencias de Bandura1, la evaluación de la autoeficacia será más determinante si se ajusta a una dimensión específica de evaluación. Integrada a esta visión16, aludió al término eficacia profesional, constructo que en la posteridad sería incluido también como dimensión que, ante bajos niveles, explica también el síndrome de burnout17.
Desde entonces se han desarrollado algunas escalas de la autoeficacia evaluada en el entorno del trabajo, y una reciente revisión de 10 mediciones puede encontrarse en Cardoso, Baptista y Rueda (2017)18. Un instrumento de medición no incluido en el estudio anterior fue el Cuestionario de Autoeficacia Profesional (AU-10)19, que en Hispanoamérica cuenta con validaciones en Perú20, Argentina21, y México22. En el presente estudio, la atención en este estudio se puso en la Occupational Self-Efficacy Scale (OSES)23, construida tomando de base instrumentos asociados a la autoeficacia general y otros constructos (e.g., la esperanza) y reformulando los ítems hacia el entorno del trabajo. En el estudio de Schyns y Collani23 también se presentó una versión de ocho ítems, pero en un estudio posterior emergió de seis ítems validada en cinco países de familias idiomáticas diferentes (Alemania, Suecia, Bélgica, Reino Unido y España)24. Su estructura interna unidimensional fue corroborada, con altas y homogéneas cargas factoriales, incluyendo la invarianza de medición entre los países muestreados, y confiabilidad alta (α entre .85 y .90). Su validez fue respaldada en relación con otros constructos tales como la satisfacción laboral, el compromiso, el desempeño y la inseguridad laboral23. Un estudio en población de habla portuguesa obtuvo propiedades psicométricas satisfactorias del OSES25,26, pero en contextos hispanos no se han replicados sus propiedades de medición, aun cuando ya fue utilizada en un estudio español27. Los estudios de validación para corroborar sus propiedades psicométricas son necesarios para evitar inducir la validez desde otros contextos donde razonablemente existen diferencias de muestreo, condiciones de aplicación y de contexto cultural en general28,29.
De acuerdo a lo anterior, el presente estudio tiene por finalidad examinar psicométricamente la OSES en trabajadores peruanos, respecto a la estructura interna, confiabilidad y asociación con otras variables. Planteamos las siguientes hipótesis: 1) la estructura interna del OSES consistirá en una sola dimensión; 2) la estructura del sistema de escalamiento será adecuada (correspondiente con el número actual de opciones de respuesta); 3) la confiabilidad será alta y, 4) el puntaje del OSES se relacionará positivamente con la percepción generalizada de eficacia para superar dificultades, y se relacionará negativamente con la experiencia de sobrecarga de estrés, síntomas de distrés psicológico, y dificultades cognitivas.
Material y Métodos
Participantes
Los participantes fueron muestreados no probabilísticamente; los criterios de elegibilidad fueron: tener mayoría de edad, ser trabajador con contrato formal, y realizar alguna actividad laboral vigente. En la Tabla 1 aparecen las características de los trabajadores. La muestra convocada fue 200 trabajadores de varias ocupaciones y carreras; la muestra efectiva luego de aplicar el criterio de exclusión (ver más adelante) fue 188: 131 (69.7%) trabajadores con estudios universitarios, 38 con estudios técnicos (20.2%) y 18 con estudios básicos (9.6%; un participante no identificó información). de acuerdo a la Clasificación Internacional Uniforme de Ocupaciones30, predominantemente (> 50%) los participantes mantenían ocupaciones técnicas de nivel medio y profesionales (ver Tabla 1).
Instrumentos
Escala de autoeficacia ocupacional (OSESS)24. Instrumento unidimensional de seis ítems escalados en seis opciones (desde muy de acuerdo hasta muy en desacuerdo), creados para medir la percepción de eficacia en el contexto de trabajo, y todos fraseados en dirección el constructo. Para su interpretación, se obtiene a suma total de los ítems, en que a mayor puntaje mayor autoeficacia ocupacional percibida. La versión utilizada es la presentada por los autores en su mismo estudio24.
Patient Health Questionnaire (PHQ-4)31. Cuestionario para la medición del distrés psicológico; incluye síntomas centrales ansiedad (2 ítems de nerviosismo y preocupación) y depresión (2 ítems de pérdida de interés y ánimo negativo), escalados ordinalmente con 4 opciones de frecuencia (desde nada hasta casi diario), con un marco de referencia son las últimas dos semanas. El instrumento tiene un amplio y reconocido uso para escanear en diferentes poblaciones la sintomatología ansiosa y depresiva32,33, y debido al solapamiento de sus síntomas34, su puntaje total representa una medida general de distrés psicológico con síntomas centrales del mismo. Debido a la alta correlacion entre los ítems de ansiedad y depresión (r = .77, p < .01), se usó el puntaje total (confiabilidad w = .89, bootstrap-IC 95% = .85, .93).
Escala de sobrecarga de éstres - breve (SOS-S)(35). Medida de 10 ítems (escalados ordinalmente, desde nada hasta mucho), que evalúa la percepción de sobrecarga debida al estrés. Contiene dos dimensiones calculados por la suma simple de los ítems: vulnerabilidad personal (5 ítems) y carga de eventos (5 ítems). Para el presente estudio, los ítems fueron traducidos por un método de consenso en un panel de 5 investigadores latinos, psicólogos, con dominio del idioma inglés (entre 10 y 20 años de experiencia). Debido a la alta correlacion entre ambas subescalas (r = .88, p < .01), se usó el puntaje total (confiabilidad w = .95, bootstrap-IC 95% = .94, .96).
Ítem único de hacer frente a las dificultades (IUFD). Se elaboró un ítem sobre la eficacia percibida generalizada para resolver adversidades y que indica una evaluación global de la aplicación de estrategias o alguna acción frente a estresores percibidos. Su contenido fue “Puedo hacer frente a las dificultades (problemas) que se me presentan”, y estuvo escalado en cinco opciones (muy en desacuerdo, en desacuerdo, entre uno y otro, de acuerdo y muy de acuerdo). Esta medida se elaboró en el marco de medidas breves eficientes y válidas aplicadas en contexto laboral36.
Dificultades cognitivas. Se creó un proxy de problemas globales de naturaleza cognitiva en el contexto laboral, asociados con la atención, memoria y desempeño debido que son aspectos sensibles al estrés37 y moderados por la autoeficacia:8,9,10 ¿Con qué frecuencia ha tenido problemas de memoria (por ejemplo, olvidar dónde puso las cosas), atención (por ejemplo, pobre concentración) o acción (por ejemplo, hacer mal algo) en el trabajo?, con cinco opciones ordinales (nada, raramente, ocasionalmente, con frecuencia, muy frecuentemente).
Procedimiento
Recolección de datos. Los procedimientos para la recolección de datos se realizaron a través de la elaboración de un enlace que derivaba a cada participante a un cuestionario on-line, el cual contuvo en primer lugar, un formulario de consentimiento informado con información sobre el objetivo de la investigación, y declaraciones sobre la participación voluntaria, la confidencialidad de los datos recolectados, la anonimidad de respuesta, y la disposición a resolver dudas por parte del investigador principal. En segundo lugar, la ficha sociodemográfica y, finalmente, los instrumentos de aplicación con una breve explicación de cada una de estas al iniciar. Todo el proceso se hizo en concordancia de la Declaración de Helsinki de la Asociación Médica Mundial.
Se procedió al envío masivo del enlace a los participantes seleccionados de la agenda de contactos de correo electrónico y de las redes sociales de los autores. En el texto del mensaje se presentó una breve explicación del propósito y de la importancia de la investigación, así como de la condición de anonimidad de respuesta. Se ofrecieron datos de contacto para resolver alguna duda sobre el contenido de los instrumentos. Al término de la administración, se les solicitó, de ser posible, informar haber culminado con la prueba mediante una imagen del registro de sus respuestas, de modo que se pudo ir revisando progresivamente que cada prueba fuera respondida en su totalidad.
Análisis. Los análisis se orientaron hacia la detección de datos atípicos multivariados para atenuar sesgos de respuestas, las propiedades distribucionales de los ítems, la estructura interna y la relación con otras variables.
Sesgos de respuesta. Se detectaron casos extremos multivariados mediante la distancia D38; esta es una medida eficiente y general para detectar potenciales participantes con respuestas alejadas del centroide de respuestas de la muestra39 para este propósito se utilizó el programa careless40.
Análisis de ítems. Primero, se obtuvieron estadísticos descriptivos, y la normalidad univariada se probó mediante la prueba Anderson-Darling en el nivel nominal .1541, con el programa MVN42. Segundo, la estructura del sistema del escalamiento se hizo con un enfoque no paramétrico, identificando el número aproximado eficiente de k opciones de respuesta; se aplicó el estimador AENO43, que produce un coeficiente entre kmin (el mínimo número posible de opción de respuesta, o sea 1) y kmax (el máximo número posible de opciones de respuesta). Finalmente, la asociación entre los ítems y las variables criterio (i.e., sobrecarga de estrés, distrés psicológico, dificultades cognitivas y apoyo social tangible) fueron examinadas con el coeficiente de asociación monotónica de Spearman; se usó el programa R rcompanion44.
Estructura interna. Fue examinada mediante el modelamiento de ecuaciones estructurales (SEM), con el estimador WLSMV45, con correlaciones policóricas entre los ítems. Debido que el OSES fue diseñado para representar un constructo unidimensional, primero se probó el modelo unidimensional con la estimación libre de las cargas factoriales. En segundo lugar, se probó un modelo de dos dimensiones, uno fue el factor sustantivo y el otro fue un factor de método; éste fue implementado con un factor de interceptos aleatorios generalizados para los ítems (Fmet)46, que captura las diferencias individuales en la respuesta de los ítems independientes de la varianza en el factor sustantivo (i.e., factor de autoeficacia ocupacional) y las diferencias en cada ítem evaluado del OSES. Se estimó la varianza del factor del método y las cargas factoriales como indicadores adicionales de los posibles efectos de método. Para evaluar le ajuste en general, se aplicaron coeficientes de ajuste aproximados, como CFI (> .95) y SRMR (< .05) y WRMR (≤ .90)47; no se usó RMSEA debido a su sensibilidad al escaso número de grados de libertad48,49. Se implementaron mediante los programas lavaan50 y semTools51.
Confiabilidad. Fue examinada en el nivel del puntaje total mediante el coeficiente alfa y omega (macro SPSS omega)52, y en el nivel de los ítems mediante con el método de correlación atenuada53; valores superiores a .30 aseguran estabilidad en las respuestas a los ítems individuales.
Asociación con variables externas. Se obtuvieron coeficientes de asociación monotónica (correlación de Spearman), así como se regresiones lineales con distrés psicológico y sobrecarga de estrés, y regresiones ordinales con los ítems únicos de dificultades cognitivas y autoeficacia generalizada). Para la regresión lineal, se aplicó una prueba χ2 global de presunciones estadísticas (asimetría y curtosis de los residuales, linealidad y homocedasticidad), mediante el programa gvlma54. El incumplimiento de alguno de estos presupuestos fue resuelto mediante el muestreo Bootstrap no paramétrico del error estándar de los parámetros de regresión, con 1000 muestras de replicación55. La regresión ordinal se hizo con un modelo de umbrales flexibles, vínculo logit y enfoque acumulativo (programa ordinal)56.
Resultados
Sesgos de respuesta. Se detectaron 13 datos atípicos multivariados mayores a entre D2 17.84 y 66.30, y fueron removidos de los datos; de este modo la muestra efectiva fue 188 participantes.
Análisis de ítems. En la Tabla 2 se muestran los resultados. Los estadísticos de Mardia respecto a la asimetría (AsMardia = 511.38, p < .01) y curtosis multivariadas (CuMardia = 27.75, p < .01) sugieren un desvió grande de la normalidad estadística. La respuesta promedio predominante de ubica entre las opciones 4 (ligeramente de acuerdo) y 5 (de acuerdo), y la variabilidad tiende a ser también similar entre los ítems. respecto a la funcionalidad de las categorías, consistentemente las tres primeras opciones de respuesta mostraron frecuencias menos de 10, y AENO indicó que el número de opciones de respuesta funcionales ocurre entre 3 y 4. Respecto a la asociación ítems-constructos, se halló en general asociaciones moderadas o fuertes, todas estadísticamente significativas y en la dirección teórica esperada. Con la medida de dificultades cognitivas el tamaño de las correlaciones fue comparativamente menor (rmedia = -.26) respecto a los otros constructos, rmedia entre -.30 (PHQ: distrés) y -.48 (SOS-S: sobrecarga de estrés).
Estructura interna. Los resultados presentados en la Tabla 3 muestran que una dimensión se ajusta satisfactoriamente a las respuestas del OSES, con cargas factoriales altas (> .85) y parecidas en su magnitud. Con el ajuste al modelo de interceptos aleatorios generalizados, hubo una disminución de las cargas factoriales sustantivas, pero el monto de este decremento que puede considerarse pequeña (entre 1% en el ítem 4, y 16% en el ítem 2), y las cargas se mantuvieron aún altas (entre .78 y .96).
Confiabilidad. La consistencia interna fue alta, con y sin el factor de método (≥ .93); y el factor de método apenas produjo una variación (ver Tabla 3). La confiabilidad del ítem también obtuvo valores muy altos, y claramente superiores al punto de corte (≥ .30).
Asociación con otras variables. Las presunciones estadísticas para la regresión lineal del PHQ-4 (Global - c2 = 114.85, p < .01) y SOS-S (Global - c2 = 42.06, p < .01) no fueron satisfechas, así que se implementó el muestreo Bootstrap para estimar la significancia estadística, con 1000 muestras simuladas. En la Tabla 4 se muestran los resultados, en que la edad no expresa algún efecto sobre PHQ-4 y SOS-S, mientras que el sexo tiene efectos estadísticamente significativos. Una vez controladas ambas variables demográficas, OSES mostró efecto sustancial sobre PHQ-4 y SOS-S (R2 > .10), y el signo negativo en ambos indica que el decremento en ellos se asocia al incremento de la autoeficacia ocupacional OSES. Respecto a regresión ordinal, los modelos sobre eficacia para el afrontamiento y dificultades cognitivas fueron estadísticamente significativas, controlando los efectos del sexo y edad, OSES también estadísticamente significativo y en la dirección teórica (positiva para IUFD y negativa para UIDC).
Discusión
El presente estudio se enfocó que exponer los primeros resultados psicométricos en un contexto específico latinoamericano (i.e., Perú), de la medida breve de autoeficacia ocupacional (OSES), creada para describir las creencias sobre las capacidades individuales para hacer frente a las tareas y problemas laborales. Los resultados estadísticos de tipo descriptivo y asociativo hallados en el nivel de los ítems mostraron ser similares completamente entre ellos, y no fue posible distinguir ítems con funcionamiento diferente en estos aspectos estadísticos, o alguno que fuera psicométricamente superior al resto. Esto indica que los contenidos incluidos en los ítems del OSES son similares conceptualmente, y cada uno de ellos tiene un comportamiento asociativo también similar con medidas de distrés, sobrecarga de estrés, percepción generalizada de eficacia y percepción global de dificultades cognitivas. Una implicación de esto es que una reducción del número de ítems es una opción razonable cuando el balance entre el costo y beneficio de usar varios instrumentos en una encuesta no favorece la extensión de los mismos. Por ejemplo, en repetidas mediciones para una intervención, o en poblaciones de trabajadores donde el tiempo para llenar una encuesta multidimensional comprometa el trabajo mismo. Por el contrario, donde la extensión del instrumento no es un problema, mantener el OSES completo es recomendable.
Respecto a la estructura interna, la unidimensionalidad fue establecida satisfactoriamente, así como la similaridad de la fuerza métrica de los ítems para representar al constructo; en otras palabras, los ítems parecen acomodarse bien a una condición llamada tau-equivalencia, en que las cargas factoriales se asumen iguales. La inclusión de un factor de método (Fmet, con interceptos aleatorios en los ítems) no deterioró la fuerza métrica de los ítems, y la varianza retenida por este factor fue pequeña; esto implica que en la situación como fue utilizado el OSES, puede existir reducidos problemas asociados a sesgos potenciales de respuesta46,14. Un hallazgo interesante fue que las cargas factoriales en Fmet no fueron iguales, y uno de los ítems mostró mayor variabilidad en Fmet. No es claro el motivo, y puede haber emergido por error de muestreo. Dos implicaciones de estos resultados son que la unidimensionalidad teórica se mantiene como en otros estudios24,25,26,27,57, y los posibles sesgos de respuesta no parecen ser un problema serio al menos en la presente muestra. Respecto al ítem con potencial mayor sesgo de respuesta, hay una posible señal para investigar su potencial funcionamiento diferencial.
Esta característica del modelo de medición del OSES (tau equivalencia) indica también que el coeficiente α es un estimador suficiente de la consistencia interna, tal como se pudo corroborar cuando los coeficientes obtenidos (α y w) fueron prácticamente iguales en magnitud, y en tamaño (altos valores). La confiabilidad de los ítems fue también alta y muy por encima del punto de corte sugerido53, indicando que la repetibilidad de las respuestas en condiciones similares tiene alta probabilidad de ocurrir. En conjunto, la confiabilidad del puntaje y los ítems sugieren que el error de medición es pequeño y el puntaje total puede utilizarse para fines de evaluación individual.
El puntaje del OSES fue un predictor con consistencia teórica en las variables externas elegidas una vez controlada la variabilidad del sexo y la edad, respondiendo de esta manera a su validez asociada con otros constructos. En primer lugar, se demostró el efecto de la autoeficacia ocupacional en el incremento de la autoeficacia general, centrada en la percepción de hacer frente a las dificultades. Este resultado responde a la estrecha convergencia entre dos medidas teóricamente relacionadas, y respalda que los dominios específicos (e.g., la autoeficacia ocupacional) aporta al desarrollo de creencias sobre las capacidades para afrontar situaciones estresantes de la vida en general.
Asimismo, el decremento del distrés psicológico y estrés percibido general ante el incremento de la autoeficacia ocupacional sugiere que la experiencia de creencias sobre las capacidades asociadas al contexto laboral es una fuente protectora sobre estas manifestaciones negativas del estrés. Este resultado es corroborativo con estudios previos que acreditan la asociación de la autoeficacia con el distrés58,59 y el estrés percibido general60,61. Por su parte, los problemas cognitivos asociados al desempeño también tuvieron vinculación negativa con la autoeficacia ocupacional, algo que describe el vínculo regulatorio de la autoeficacia con los procesos cognitivos1; de este modo, podemos afirmar que las creencias de autoeficacia ocupacional pueden activar los procesos asociados a la atención y memoria durante el desempeño laboral del empleado. Finalmente, considerando que el incremento de la autoeficacia ocupacional se asocia con la percepción afrontamiento efectivo en el individuo y reduce el malestar psicosocial del trabajo y los problemas involucrado en el deficiente desempeño, su inclusión en las intervenciones en el trabajo es recomendable23,62, y una medida como el OSES útil para estos propósitos.
Las limitaciones del estudio fueron: primero, debido al tamaño de la muestra para cada grupo comparable, no se hizo un análisis de la equivalencia o invarianza de medición, por lo que se desconoce la viabilidad de comparación entre grupos de distintos contextos o características. Segundo, factores psicosociales del contexto no fueron incluidos como fuentes de exposición, y por lo tanto el papel moderador de la autoeficacia ocupacional no fue corroborado. Tercero, la representatividad de de los resultados no está garantizada con el muestreo efectuado; cuarto, aunque los resultados de la estructura interna fueron similares al estudio original24, el tamaño muestral no asegura la estabilidad de los resultados en futuras muestras; y quinto, los resultados del ajuste de la regresión ordinal fueron estadísticamente significativos pero con bajas varianzas explicadas (R2McFadden < .10), y puede requerirse medidas multi-ítem para maximizar la variabilidad de estos constructos comparados con medidas de ítems únicos.
Hay un valor no solo nominal o descriptivo, sino también explicativo respecto al papel de la autoeficacia ocupacional en este nuevo contexto de aplicación (trabajadores peruanos). Concluimos que las evidencias de validez obtenidas para interpretar los puntajes del OSES son satisfactorias y conducen a vías de investigación y aplicación profesional para usarlo.
