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ORIGINALES Evaluación del estrés laboral en trabajadores de un hospital público español. Estudio de las propiedades psicométricas de la versión española del modelo «Desequilibrio Esfuerzo-Recompensa»

50.860

María Dolores Macías Roblesa, Juan Antonio Fernández-Lópezb, Radhamés Hernández-Mejíab, Antonio Cueto-Espinarb, Iván Rancañob y Johannes Siegristc a

Servicio de Urgencias. Hospital San Agustín. Avilés. Asturias. Asturias. España. Área de Medicina Preventiva y Salud Pública. Universidad de Oviedo. Oviedo. Asturias. España. Instituto de Medicina Sociológica. Universidad Heinrich-Heine. Düsseldorf. Alemania.

b c

FUNDAMENTO Y OBJETIVO: Actualmente se usan dos modelos para evaluar los factores psicosociales en el trabajo: el modelo Demand-Control (DC), de Karasek, y el modelo Effort-Reward Imbalance (ERI), de Siegrist. El modelo DC ha sido adaptado al español, no así el modelo ERI. El objetivo de este trabajo es explorar las propiedades psicométricas de la versión española del modelo ERI en términos de consistencia interna, de validez de construcción y discriminante. SUJETOS Y MÉTODO: Estudio descriptivo de corte transversal en una muestra representativa (n = 298) de los trabajadores del hospital comarcal de Avilés (Asturias). La versión española del cuestionario ERI (23 ítems) se obtuvo por el método de traducción-contratraducción y se aplicó autoadministrado. El análisis factorial exploratorio investigó la validez de construcción y el cálculo del coeficiente alfa de Cronbach, la consistencia interna. La validez discriminante por sexo, edad y nivel educativo se estableció mediante la prueba de la t para grupos independientes y el ANOVA, respectivamente. RESULTADOS: El análisis factorial de la escala «Esfuerzo extrínseco» extrae dos factores, no confirmando la estructura unidimensional esperada. En las escalas «Recompensa» y «Sobreimplicación» se extraen tres factores (estima, estatus financiero y seguridad en el trabajo) y un factor, respectivamente, como era de esperar. La consistencia interna fue satisfactoria, con un coeficiente alfa de Cronbach mayor de 0,80, excepto en la escala «Esfuerzo extrínseco» (α = 0,63). En cuanto al sexo, la edad y el nivel educativo se han podido reproducir diferencias. CONCLUSIONES: La evaluación de las propiedades psicométricas de la versión española del modelo ERI es satisfactoria. La estructura factorial de la escala «Esfuerzo extrínseco» no pudo ser reproducida, lo que obliga a una aplicación más extensa del cuestionario.

Palabras clave: Estrés laboral. Propiedades psicométricas. Versión española. Modelo Desequilibrio esfuerzo-recompensa. Validación.

Measuring psychosocial stress at work in Spanish hospital’s personnel. Psychometric properties of the Spanish version of Effort-Reward Imbalance model BACKGROUND AND OBJECTIVE: Two main models are currently used to evaluate the psychosocial factors at work: the Demand-Control (or «job strain») model developed by Karasek and the EffortReward Imbalance model, developed by Siegrist. A Spanish version of the first model has been validated, yet so far no validated Spanish version of the second model is available. The objective of this study was to explore the psychometric properties of the Spanish version of the EffortReward Imbalance model in terms of internal consistency, factorial validity, and discriminate validity. SUBJECTS AND METHODS: A cross-sectional study on a representative sample of 298 workers of the Spanish public hospital San Agustin in Asturias was performed. The Spanish version of EffortReward Imbalance Questionnaire (23 items) was obtained by a standard forward/backward translation procedure, and the information was gathered by a self-administered application. Exploratory factor analysis were performed to test the dimensional structure of the theoretical model. Cronbach’s alpha coefficient was calculated to estimate the internal consistency reliability. Information on discriminate validity is given for sex, age and education. Differences were calculated with the t-test for two independent samples or ANOVA, respectively. RESULTS: Internal consistency was satisfactory for the two scales (reward and intrinsic effort) and Cronbach’s Alpha coefficients higher than 0.80 were observed. The internal consistency for the scale of extrinsic effort was lower (alpha = 0.63). A three-factor solution was retained for the factor analysis of reward as expected, and these dimensions were interpreted as a) esteem, b) job promotion and salary and c) job instability. A one-factor solution was retained for the factor analysis of intrinsic effort. The factor analysis of the scale of extrinsic effort did not support the expected one-dimension structure. The analysis of discriminate validity displayed significant associations between measures of Effort-Reward Imbalance and the variables of sex, age and education level. CONCLUSIONS: This study is the first one supporting satisfactory psychometric properties of the Spanish version of the Effort-Reward Imbalance model. However, the factorial validity of the extrinsic effort could be questioned.

Key words: Stress at work. Psychometric properties. Spanish version. Effort-Reward Imbalance model. Validation. Correspondencia: Dra. M.D. Macías Robles. Avda. San Agustín, 16, 3.o B. 33400 Avilés. Asturias. España. Recibido el 16-10-2002; aceptado para su publicación el 4-2-2003.

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Existen evidencias científicas que relacionan las condiciones psicosociales adversas en el puesto de trabajo con las enfermedades de los trabajadores. Así, la prevalencia de estas condiciones psicosociales adversas se ha fijado en el 10-30%13 . Una condición adversa claramente identificada es el estrés laboral, que constituye un factor de riesgo independiente para cardiopatía isquémica y otras enfermedades cardiovasculares, lo que explica la elevada prevalencia de estas enfermedades en los trabajadores muy estresados4-12. También se ha documentado la relación entre estrés laboral y enfermedades gastro- intestinales13,14, osteomusculares13 y psiquiátricas15, así como síntomas psicosomáticos y emocionales16-19. Para evaluar cuantitativamente la influencia del estrés laboral en la salud se han desarrollado dos modelos teóricos: el modelo clásico Demanda-Control (Demand-Control model [DC]20-22 y el reciente modelo Desequilibrio Esfuerzo-Recompensa (DER; en inglés, Effort-Reward Imbalance model [ERI])4,23,24. Entre ambos modelos hay diferencias esenciales: el modelo DC se centra en la evaluación de las características específicas del puesto de trabajo y el grado de control sobre las tareas, en tanto que el modelo ERI/DER aporta información adicional sobre las características individuales del trabajador y el grado de recompensa obtenido por el esfuerzo. El modelo DC cuenta con una versión adaptada al español25. El modelo teórico ERI ha sido adaptado y probado en diferentes lenguas internacionalmente; sin embargo, todavía no se dispone de una versión adaptada al español. El proceso de adaptación transcultural y la validación de una herramienta de medida son un paso esencial para permitir la comparación de resultados entre estudios. Dada la influencia internacionalmente creciente del método de medida basado en el modelo ERI, surgió la necesidad de llevar a cabo la comprobación estadística de las propiedades psicométricas de la versión española del cuestionario. El objetivo principal del presente estudio fue, pues, la validación de la versión es-

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MACÍAS ROBLES MD, ET AL. EVALUACIÓN DEL ESTRÉS LABORAL EN TRABAJADORES DE UN HOSPITAL PÚBLICO ESPAÑOL. ESTUDIO DE LAS PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DE LA VERSIÓN ESPAÑOLA DEL MODELO «DESEQUILIBRIO ESFUERZO-RECOMPENSA»

pañola del cuestionario estandarizado Effort-Reward Imbalance-ERI o Desequilibrio Esfuerzo Recompensa-DER, mediante la evaluación de sus principales propiedades psicométricas (validez de construcción, consistencia interna y validez discriminante) en una muestra representativa de trabajadores del hospital San Agustín de Avilés (Asturias).

Modelo Desequilibrio Esfuerzo-Recompensa (DER) (Effort-Reward Imbalance model [ERI]) Intrínseco

Implicación excesiva en el trabajo (overcommitment)

(persona)

(dedicación excesiva, sentimientos negativos y positivos, actitudes y compromiso en el trabajo)

Sujetos y método Sujetos Se diseñó un estudio descriptivo de corte transversal en una muestra representativa de los trabajadores del Hospital Comarcal del Área Sanitaria III de Asturias. Los recursos humanos de este hospital durante el período de estudio (mayo a julio de 2001) fueron de 1.271 trabajadores. Para facilitar su estudio los trabajadores se clasificaron en los siguientes estratos laborales: directivos, facultativos, ATS, auxiliares de enfermería, administrativos y empleados de mantenimiento. Mediante un muestreo aleatorio por estratos laborales, con un margen de error del 5%, se seleccionó una muestra representativa de trabajadores en quienes se investigó el grado de estrés laboral. La medición del estrés laboral se efectuó mediante la aplicación autoadministrada del cuestionario estandarizado ERI o DER. La encuesta fue bien acogida y completada por el grupo de estudio. El porcentaje de rechazos fue del 4%. Se investigó a 298 trabajadores (84 varones y 214 mujeres) en condiciones óptimas de confidencialidad y relajación. El tiempo promedio invertido para cumplimentar el cuestionario fue de 5 min. La edad media encontrada en los 298 trabajadores que participaron en el estudio fue de 43 años. Casi un 54% tenían estudios universitarios y el 86% eran trabajadores no manuales. Más de la mitad tenían un contrato de trabajo estable (propietarios) con una media de 11 años trabajados. El puesto de trabajo más frecuentemente encontrado fue el de auxiliares de enfermería (27%), seguido por ATS (25,5%) y facultativos (15%) (tabla 1). Instrumento de medida del estrés laboral El instrumento utilizado para evaluar el grado de estrés laboral de los individuos seleccionados fue la versión abreviada del cuestionario alemán ERI. Previamente se adaptó al español utilizando el método estándar seguido en estos casos (traducciones-contratraducciones independientes realizadas por personal bilingüe, discusión –entre los grupos investigadores alemanes y españoles– de los ítems problemáticos con el fin de ajustarlos conceptualmente, nueva adaptación idiomática y pilotaje de la versión final adaptada a fin de comprobar su comprensibilidad y aceptabilidad)26,27. El modelo ERI/DER combina información sobre las demandas y las recompensas en el trabajo (componente extrínseco), con información acerca de las características personales de cómo afrontar esas demandas y desafíos en el trabajo (componente intrínseco) y que están determinadas por un elevado compromiso y una alta necesidad de aprobación (fig. 1). La combinación de ambas fuentes de información proporciona una estimación más exacta de la tensión total atribuible a la vida laboral que la restricción a una sola de ellas (circunstancial o personal). El cuestionario ERI/DER consta de tres partes. En la primera (módulo I) se recogen las variables sociodemográficas más importantes del trabajador y un mínimo de información descriptiva del ambiente laboral. El módulo II comprende 17 ítems y registra información de la apreciación del trabajador acerca de su situación laboral en lo referente al esfuerzo extrínseco y a la recompensa profesional (componente extrínseco). El módulo III comprende 6 ítems y mide el grado de implicación vivido por el trabajador en su puesto de trabajo (componente intrínseco). Los 23 ítems comprendidos en los módulos II y III tienen un escala tipo Likert y con un formato estandarizado de medición operacionalizan psicométricamente el modelo teórico definido y representado en la figura 1. Los dos módulos específicos (II y III) del modelo se evalúan de la siguiente forma:

Alto esfuerzo

Baja recompensa

Demandas y obligaciones

Dinero, estima, seguridad y carrera profesional

Extrínseco (situación) Fig. 1. Componente extrínseco e intrínseco del modelo ERI/DER. Módulo II: el componente extrínseco 1. Escala «Esfuerzo extrínseco». Los primeros 5 o 6 ítems (del 1 al 6) representan el «esfuerzo extrínseco» exigido por el trabajo. En la construcción de esta escala se postuló una estructura factorial de un único factor. El ítem 5 es especialmente apropiado para muestras de trabajadores manuales (blue collars) y el ítem 6 es más adecuado para muestras de trabajadores no manuales (white collars). Todos estos ítems tienen descriptores de respuesta estratificados en dos pasos; en primer lugar, se pregunta si se está o no de acuerdo con la cuestión y, en segundo lugar, se pide que se evalúe en qué medida afecta negativamente tal experiencia al encuestado. Así, si la cuestión no es aplicable al encuestado se puntúa 1; si es aplicable pero «no me afecta», la puntuación es 2; si «me afecta moderadamente», 3; si «me afecta mucho, 4, y si «me afecta muchísimo», 5. La puntuación total de la escala resulta de la suma de todos los ítems. Por tanto, el rango de puntuación varía entre 5

y 25 puntos para la versión de 5 ítems y entre 6 y 30 puntos para la versión de 6 ítems. Una mayor puntuación indica un mayor esfuerzo extrínseco en el trabajo tal como lo experimenta el sujeto28,29.

2. Escala «Recompensa». Se mide con 11 ítems (del 7 al 17). En la construcción de esta escala se postuló una estructura factorial de tres factores: del primer factor definido por los aspectos relacionados con el «estatus financiero» (ítems 11, 14, 16 y 17); un segundo factor definido como «estima» (ítems 7, 8, 9, 10 y 15) y por último un tercer factor definido como «seguridad en el trabajo» (ítems 12 y 13). Conceptualmente se conviene que las tres dimensiones representan un factor latente único denominado «Recompensa». La categorización de las respuestas aquí es idéntica a la de la escala «Esfuerzo extrínseco». Así, si la cuestión no es aplicable al encuestado, el valor es 1; si es aplicable pero «no me afecta», 2; si «me afecta moderadamente», 3; si «me afecta mucho, 4, y si «me afecta muchísimo», 5. Dado el senti-

TABLA 1 Características sociolaborales de la muestra de estudio

Edad (años) < 40 40-44 45-49 50-54 > 54 Nivel de estudios Primarios Medios Universitarios Estrato laboral Directivos Mantenimiento Administrativos ATS Auxiliares Facultativos Situación laboral Titulares Eventuales Tipo de trabajo Manual No Manual Turnos Sí No Otros trabajos Sí No

Varones (n = 84)

Mujeres (n = 214)

Frecuencia (total = 298)

25 24 20 10 5

64 70 49 18 13

89 94 69 28 18

29,9 31,5 23,2 9,4 6

12 20 52

31 75 108

43 95 168

14,4 31,9 53,7

9 12 7 16 6 24

15 28 27 60 74 20

24 40 34 76 80 44

8,1 13,5 11,1 25,5 26,9 14,8

53 31

111 103

164 134

55 45

23 61

20 194

43 255

14,4 85,6

42 42

128 86

170 128

57,1 43,0

17 67

23 191

40 258

13,4 86,6

Porcentaje

Edad: 26-64 años; edad media (DE): 42,7 (7); media de años trabajados: 11 años.

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do de las preguntas para la computación final de la escala, todos los ítems deben ser recodificados. De este modo, resulta un rango de puntuación final de escala que oscila entre 11 y 55. Una puntuación cercana a 11 significa, por tanto, una recompensa baja debido a un grado de estrés elevado y viceversa. Combinando las puntuaciones de ambas escalas previas se obtiene una ratio esfuerzo-recompensa. Ésta se calcula con la puntuación de «Esfuerzo extrínseco» en el numerador y la de «Recompensa» en el denominador. Para compensar el desigual número de ítems intervinientes en las dos puntuaciones finales de las respectivas escalas se multiplica el cociente por un factor de corrección. El factor de corrección es 0,4545 si el número de ítems es 5/11, y es 0,5454 si el numerador contiene 6 ítems (6/11). Mediante este cálculo se obtiene una medida estandarizada del componente extrínseco del modelo, definida por un umbral donde 1,0 discrimina entre grupos de alto riesgo (valores superior a 1,0) y grupos de bajo o sin riesgo (valores de 1,0 o menor). Teniendo en cuenta el valor predictivo demostrado en estudios previos por este valor, se propone su uso como medida resumen del componente extrínseco del modelo ERI8,29.

giendo el criterio Kaiser para seleccionar los factores con «valores propios» superiores a 1. La consistencia interna se refiere a si los ítems presentan homogeneidad entre sí. La consistencia interna o fiabilidad se investigó mediante el coeficiente alfa de Cronbach, que se calcula para cada escala del cuestionario, tanto para el total de la muestra investigada como de forma estratificada para cada sexo. A fin de alcanzar una fiabilidad satisfactoria es necesario que cada ítem se relacione linealmente con la escala que hipotéticamente representa (correlación ítem-escala). Esta asunción se comprobó en nuestro caso examinando la correlación de cada ítem con la escala hipotética a la que pertenece. Para valorar la capacidad discriminante del cuestionario o validez relacionada con grupos se investigaron las diferencias por sexo, edad y nivel educativo mediante el estadístico t para grupos independientes y el ANOVA, respectivamente. El análisis estadístico de los datos se realizó con la ayuda del paquete informático estadístico SPSS 10.

Módulo III: componente intrínseco (sobreimplicación). Este módulo mide el componente intrínseco del modelo que investiga la dedicación excesiva al trabajo, los sentimientos negativos y positivos, y las actitudes relacionadas con el trabajo por parte del trabajador. Esta versión de 6 ítems de la escala «Sobreimplicación» (del 18 al 23) es una versión abreviada de la escala que originalmente contenía 29 ítems. La mayoría de ellos hacen referencia a la incapacidad para «desconectar» de las obligaciones del trabajo y han sido identificados como los más adecuados para representar convenientemente tal dimensión, de acuerdo con las investigaciones holandesas28. La versión corta de 6 ítems, más fácil de utilizar y más económica, resulta una medida satisfactoria de la escala intrínseca del modelo ERI. Factorialmente se postula una estructura de un único factor. Los ítems tienen, también, un escala tipo Likert, pero de 4 intervalos en lugar de 5. Las respuestas son, pues, codificadas del 1 al 4; así «muy en desacuerdo», 1; «en desacuerdo», 2; «de acuerdo», 3, y «muy de acuerdo», 4. Con ellos se puede obtener valores con un intervalo entre 6 y 24. Uno de los ítems (el 20) tiene un sentido negativo y, por ello, exige una codificación inversa a la del resto. Una puntuación de la escala en el valor más alto define una condición de alto riesgo frente a los grupos restantes1,8,24,29. Otra forma más sencilla de computación de esta escala es calcular la puntuación media de los valores brutos de sus ítems respectivos, oscilando el valor final de la escala entre 1 y 4. Mediante este método de cálculo, a un mayor valor le corresponde un más alto grado de implicación en el trabajo y viceversa. Esta forma fue la que utilizamos nosotros en nuestro análisis de la escala.

Resultados de validez de construcción del cuestionario

Resultados

La tabla 2 reproduce la solución factorial obtenida mediante el análisis factorial exploratorio de los datos recogidos. Se presentan los pesos factoriales de todos los ítems, los valores propios y los porcentajes explicados de la variancia por cada factor extraído. Se han extraído para la escala «Esfuerzo extrínseco» dos factores que explican el 64% de la variancia. Para la escala «Recompensa» se extraen tres factores que explican una variancia de

En la tabla 3 se resumen los valores brutos de cada ítem con sus respectivas DE, la correlación de cada uno de ellos con la escala supuesta como propia y el valor alfa de Cronbach cuando cada ítem es eliminado. Asimismo, se reproduce el valor de la consistencia interna de cada escala, expresada por el coeficiente alfa de Cronbach. La fiabilidad de las escalas del cuestionario resultó ser superior a 0,80, a excepción de la escala de «Esfuerzo extrínseco» que es algo menor (α = 0,63). El coeficiente alfa estratificado por sexos no presentó diferencias significativas (tabla 4). Los coeficientes de correlación ítem-escala dentro de la escala supuesta fueron significativos en tamaño, excediendo en la mayoría de los casos el estándar recomendado de 0,4030. Sólo en la escala «Esfuerzo extrínseco» se observó una baja correlación ítem-escala, especialmente en relación con los ítems 3 y 4.

Análisis factorial exploratorio de las tres dimensiones del modelo Desequilibrio esfuerzo-recompensa (DER) de medición del estrés laboral en 298 empleados del Hospital San Agustín de Avilés Pesos factoriales

Variable

Análisis estadístico El análisis univariante se realizó mediante el estudio descriptivo de las variables sociolaborales del cuestionario. Se calcularon los valores medios de todos los ítems del cuestionario ERI/DER y de las escalas con sus respectivas desviaciones estándar (DE). La comprobación empírico-cuantitativa de la representación del contructo teórico de la medida se basó en la hipótesis de que la información contenida en las variables puede ser representada por una o varias dimensiones latentes llamadas factores. Dimensión latente (factor) se refiere a que no puede observarse directamente, sino a través de los respectivos ítems. El método estadístico más importante para este objetivo es el análisis factorial. La relación entre los factores extraídos y las correspondientes variables se expresa por la matriz factorial, es decir, las cargas factoriales. Cuanto más alto es el valor de carga factorial, mejor representada está la variable respectiva por medio del factor. En general los valores de carga factorial de 0,40 o mayores se consideran satisfactorios30. La validez de construcción del cuestionario se investigó mediante el análisis factorial exploratorio de las escalas «Esfuerzo extrínseco», «Recompensa» y «Sobreimplicación», separadamente. Los componentes principales se extrajeron mediante rotación Varimax, esco-

Escala «Recompensa» ERI 7. Reconocimiento de los superiores ERI 8. Reconocimiento de los compañeros ERI 9. Apoyo en situaciones difíciles ERI 10. Tratamiento injusto ERI 11. Escasa promoción ERI 12. Empeoramiento del trabajo ERI 13. Inseguridad del puesto de trabajo ERI 14. Adecuación al cargo ERI 15. Reconocimiento del esfuerzo ERI 16. Oportunidades de promoción adecuadas ERI 17. Salario adecuado Valores propios Porcentaje de variancia Escala «Sobreimplicación» OC 1. Falta de tiempo OC 2. Pienso en el trabajo al despertar OC 3. En casa me olvido del trabajo OC 4. Dicen que me sacrifico mucho OC 5. No puedo olvidarme del trabajo OC 6. No duermo bien si aplazo algo Valores propios Porcentaje de variancia

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Resultados de consistencia interna (fiabilidad) del cuestionario

TABLA 2

Escala «Esfuerzo extrínseco» ERI 1. Ritmo apurado ERI 2. Interrupciones frecuentes ERI 3. Mucha responsabilidad ERI 4. Horas extra ERI 5. Esfuerzo físico ERI 6. Cada vez más trabajo Valores propios Porcentaje de variancia

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más del 56% y para la escala de «Sobreimplicación» se extrae un único factor que explica un 63,27% de la variancia total. Los pesos factoriales son consistentes y satisfactorios especialmente en las escalas «Recompensa» y «Sobreimplicación».

Factor 1

Factor 2

Factor 3

0,85 0,73 0,27 –0,08 0,64 0,82 2,11 42,26

0,13 –0,02 0,66 0,85 0,32 0,11 1,07 21,55

– – – – – – – –

Estima

Salario

Seguridad

0,66 0,72 0,78 0,70 0,10 0,33 –0,05 0,11 0,58 0,16 0,17 3,91 35,57

0,12 –0,04 0,12 0,19 0,70 0,17 –0,04 0,71 0,54 0,80 0,49 1,32 12,0

–0,05 –0,04 –0,05 0,11 0,18 0,64 0,80 –0,04 0,15 –0,07 0,37 1,03 9,4

0,47 0,93 0,91 0,74 0,89 0,73 3,80 63,27

– – – – – – – –

– – – – – – – –

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TABLA 3

Comparación de puntuaciones finales de estrés laboral según las principales variables laborales y los diversos subgrupos profesionales investigados

Distribución de las puntuaciones de los ítems y consistencia interna (alfa de Cronbach) de las escalas de la versión española del cuestionario Effort-Reward Imbalance (ERI) Puntuación media

Desviación estándar

N.o de casos

Correlación ítemescala total

Alfa si el ítem es suprimido

3,3535 3,0303 2,8687 1,2929 2,3670 3,3232

1,1269 1,2823 1,2190 0,8493 1,4577 1,2479

298 298 298 298 298 298

0,6252 0,3609 0,2638 0,0774 0,2778 0,6102

0,4885 0,5891 0,6254 0,6668 0,6313 0,4826

3,4714 4,3131 3,6465 4,2660 2,7576 3,2222 3,8081 4,2189 3,2088 3,1212 2,2559

1,3178 1,1299 1,5267 1,2892 1,1309 1,6143 1,6358 1,2286 1,3545 1,2325 1,1720

298 298 298 298 298 298 298 298 298 298 298

0,5953 0,3980 0,4993 0,5198 0,4700 0,4538 0,2066 0,3849 0,6808 0,5122 0,4330

0,7708 0,7909 0,7807 0,7789 0,7847 0,7868 0,8168 0,7921 0,7610 0,7801 0,7878

2,4411 2,4579 3,4377 2,5859 2,1751 2,4747

0,8245 0,9331 0,9062 0,8097 0,8238 0,8968

298 298 298 298 298 298

0,3652 0,8589 0,8346 0,6271 0,8112 0,6104

0,9024 0,8209 0,8262 0,8631 0,8329 0,8666

Escala «Esfuerzo extrínseco» E1 E2 E3 E4 E5 E6 α = 0,6318 Escala «Recompensa» R7 R8 R9 R 10 R 11 R 12 R 13 R 14 R 15 R 16 R 17 α = 0,8007 Escala «Sobreimplicación» S 18 S 19 S 20 S 21 S 22 S 23 α= 0,8075

Resultados de validez discriminatoria En la tabla 4 se presentan las puntuaciones finales de las escalas del cuestionario ERI estratificadas según género, grupo de edad y nivel educativo. También se reproduce el coeficiente alfa de Cronbach para cada escala estratificado por género. Los valores de «Esfuerzo extrínseco» son menores entre los varones que entre las mujeres y en los de edades más avanzadas que en los más jóvenes. Se comprueba una tendencia a desarrollar esfuerzos mayores entre los empleados de

menor nivel educativo, especialmente entre las mujeres. La «Recompensa» se percibe más alta entre las mujeres que entre los varones sin alcanzar significación estadística. También es más elevada entre los empleados de mayor edad, sobre todo mujeres y en aquellos con un nivel educativo más alto. En cuanto al grado de «Sobreimplicación», se demuestra que ésta es más alta entre las mujeres que entre los varones (significativamente), entre los trabajadores con mayor nivel formativo y en las edades entre 40 y 54 años.

En un primer momento se compararon las puntuaciones de las escalas del ERI según las variables laborales consideradas mayores: hacer o no guardias, ser o no propietario y hacer o no trabajo a turnos. No se encontraron diferencias significativas en ninguna de las tres escalas entre los trabajadores que realizan guardias y quienes no las hacen. Sí hubo diferencias significativas en la escala «Recompensa» entre los trabajadores no propietarios de plaza y los propietarios, más alta entre los últimos. También se hallaron diferencias significativas en «Esfuerzo extrínseco» y «Recompensa» en los trabajadores que no realizan turnos frente a los que sí los hacen. Los valores de esfuerzo extrínseco son más elevados entre los que hacen turnos y los valores de recompensa son más elevados en los trabajadores que no los hacen. En la escala «Sobreimplicación» no se pudo demostrar diferencias significativas en relación con las variables laborales anteriores analizadas. Sin embargo, es importante hacer constar que la implicación excesiva en el trabajo demostró ser más alta entre los trabajadores que hacen guardias, los que no son propietarios de su plaza, los que trabajan a turnos y los que hacen trabajos no manuales. En este último caso la diferencia es cercana a la significación estadística (tabla 5). En la comparación de las puntuaciones de las tres escalas del cuestionario según los estratos laborales en los que fueron clasificados los trabajadores para su estudio no se demostraron diferencias significativas en ningún caso. El nivel más alto de esfuerzo extrínseco se encontró entre los auxiliares de enfermería, los directivos

TABLA 4 Consistencia interna y validez discriminatoria de las tres escalas de la versión española del cuestionario Effort-Reward Imbalance (ERI) (diferencias calculadas con la prueba de la t para dos muestras independientes y con ANOVA, respectivamente) Esfuerzo extrínsecoa

Suma (DE) Alfa de Cronbach Edad (años) < 40 40-44 45-49 50-54 > 54 Nivel educativo Primarios Medios Universitarios

Varones (n = 84)

Mujeres (n = 214)

15,75 (4,40) 0,66

16,42 (4,26) 0,62

15,56 (3,52) 17,71 (4,45) 16,75 (3,64) 11,40 (3,03) 12,00 (6,12) 0,000 15,92 (6,37) 15,85 (4,38) 15,67 (3,95) 0,013

Sobreimplicaciónc (media ítem [DE])

Recompensab Varones (n = 84)

Mujeres (n = 214)

37,51 (8,70) 0,81

38,55 (8,46) 0,80

15,72 (4,53) 17,27 (4,20) 16,55 (4,26) 15,00 (3,03) 16,85 (4,12) 0,182

36,32 (10,1) 36,88 (8,76) 38,68 (9,09) 39,60 (4,84) 39,60 (6,62) 0,782

16,97 (3,45) 16,32 (4,98) 16,34 (3,95) 0,749

36,58 (8,12) 38,70 (8,97) 37,43 (8,86) 0,782

t (p)

0,231

Varones (n = 84)

Mujeres (n = 2149

2,48 (0,59) 0,80

2,63 (0,62) 0,82

38,17 (8,75) 37,44 (8,50) 37,22 (7,47) 42,89 (7,56) 42,69 (9,72) 0,048

2,23 (0,49) 2,63 (0,63) 2,54 (0,47) 2,65 (0,70) 2,43 (0,95) 0,149

2,61 (0,60) 2,68 (0,59) 2,72 (0,67) 2,63 (0,49) 2,23 (0,86) 0,144

37,13 (8,32) 38,43 (8,72) 39,05 (8,36) 0,535

2,33 (0,73) 2,41 (0,56) 2,54 (0,58) 0,462

2,61 (0,60) 2,66 (0,70) 2,63 (0,59) 0,935

t (p)

0,345

t (p)

0,057

a A mayor valor corresponde un mayor esfuerzo extrínseco: intervalo, 6-30; ba mayor valor corresponde una mayor recompensa: intervalo,11-55; ca mayor valor corresponde una mayor implicación en el trabajo: intervalo, 0-4.

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TABLA 5 Puntuaciones finales comparadas de estrés laboral en las tres escalas del cuestionario Effort-Reward Imbalance (ERI) según las variables laborales «hacer/no hacer guardias», «ser/no ser propietario», «trabajar (sí/no) a turnos» y «trabajo manual/no manual»

Guardias Sí (n = 41) No (n = 255) p Titulares Sí (n = 164) No (n = 134) p Turnos Sí (n = 170) No (n = 128) p Trabajo manual Sí (n = 43) No (n = 255) p

Esfuerzo extrínsecoa [suma (DE)]

Recompensab [suma (DE)]

Sobreimplicaciónc [media (DE)]

15,43 (3,72) 16,38 (4,38) 0,145

38,12 (6,90) 38,17 (8,72) 0,97

2,73 (0,54) 2,58 (0,62) 0,102

16,29 (4,3) 16,16 (4,2) 0,79

39,76 (8,2) 36,41 (8,5) 0,001*

2,57 (0,63) 2,62 (0,61) 0,532

17,43 (4,22) 14,64 (3,88) 0,000**

36,47 (8,82) 40,62 (7,53) 0,000**

2,61 (0,65) 2,56 (0,58) 0,456

15,74 (4,48) 16,31(4,20) 0,438

38,46 (7,60) 38,22 (8,60) 0,852

2,43 (0,64) 2,62 (0,61) 0,088

a

A mayor valor corresponde un mayor esfuerzo extrínseco: intervalo, 6-30; ba mayor valor corresponde una mayor recompensa: intervalo, 11-55; ca mayor valor corresponde una mayor implicación en el trabajo: intervalo, 0-4. *p < 0,05; **p < 0,001.

TABLA 6 Puntuaciones finales comparadas (ANOVA) de estrés laboral en las tres escalas del cuestionario Effort-Reward Imbalance (ERI), según los diferentes estratos laborales en estudio

Facultativos (n = 44) Administrativos (n = 34) Mantenimiento (n = 40) ATS (n = 76) Directivos (n = 24) Auxiliares (n = 80) p

Esfuerzo extrínsecoa [suma (DE)]

Recompensab [suma (DE)]

Sobreimplicaciónc [media (DE)]

15,00 (3,71) 15,26 (4,21) 15,72 (4,41) 16,68 (4,11) 16,83 (3,31) 16,90 (5,20) 0,489

38,97 (7,35) 40,52 (7,94) 37,95 (7,51) 37,51 (9,14) 41,87 (5,71) 36,67 (8,71) 0,168

2,66 (0,53) 2,57 (0,59) 2,44 (0,68) 2,58 (0,60) 2,75 (0,60) 2,60 (0,61) 0,382

a

A mayor valor corresponde un mayor esfuerzo extrínseco: intervalo, 6-30; ba mayor valor corresponde una mayor recompensa: intervalo, 11-55; ca mayor valor corresponde una mayor implicación en el trabajo: intervalo, 0-4.

y los ATS, y el mayor grado de recompensa se dio entre los directivos y administrativos. Por último, la mayor puntuación en implicación excesiva en el trabajo se dio entre directivos y facultativos (tabla 6). Discusión Con el presente trabajo se ha realizado la validación preliminar de la versión española de cuestionario ERI. Han podido reproducirse en nuestro medio los componentes del modelo teórico definido, validándose los ítems del instrumento de medida. El estudio ha establecido que la versión española final adaptada del cuestionario ERI tiene suficiente consistencia interna y validez. En la aceptabilidad y comprensibilidad del cuestionario no se observaron porcentajes altos de ítems no respondidos o diferencias significativas según edad o estrato laboral. Los casos de abandono ocurridos durante la recogida de la información no pueden atribuirse, en ningún caso, a problemas de aplicabilidad o compresión del cuestionario, sino a un rechazo explícito de los sujetos a participar en el estudio.

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La versión española adaptada DER ha demostrado poseer un nivel alto de fiabilidad para todas las escalas, a excepción de la escala de medición del esfuerzo extrínseco. La fiabilidad de la escala «Esfuerzo extrínseco», con un valor alfa de Cronbach de 0,63, es baja y menor de lo deseable (≥ 0,70)30. Sin embargo, no sorprende que esto sea así si se tiene en cuenta la estructura factorial reproducida con la muestra investigada. Hemos observado que los ítems 3 y 4 de la escala «Esfuerzo extrínseco» se agregan de forma independiente al resto de los ítems de su misma escala, reproduciendo un segundo factor extra que se suma al único factor esperado desde la teoría y conformado por los 4 ítems restantes de la escala. Esto explica que la correlación de estos ítems con su escala hipotética sea menor y, por tanto, sea baja la consistencia interna de toda la escala, expresada mediante el coeficiente alfa de Cronbach. Por el contrario, la fiabilidad encontrada para las escalas «Recompensa» y «Sobreimplicación», de 0,80 y 0,81, respectivamente, es satisfactoria. El análisis factorial de los datos recogidos con ambas escalas («Recompensa» y «Sobreimplica-

ción») reproduce satisfactoriamente unos elevados pesos factoriales y una solución estructural equivalente a la esperada desde la teoría. En ambas escalas la fiabilidad o consistencia interna es muy buena y similar a la que nosotros conocemos a partir de otros estudios realizados previamente en varios países4,28,29. Asimismo, con la medición realizada con la versión adaptada del cuestionario abreviado del modelo ERI se ha podido reproducir diferencias en cuanto al sexo, la edad y el nivel educativo de los trabajadores. Tal hecho posee gran relevancia estadística, ya que confirma y apoya la capacidad discriminatoria de la versión adaptada y, por tanto, su idoneidad para ser utilizada en futuros estudios. Las puntuaciones recogidas con la escala «Esfuerzo extrínseco» varían entre ambos sexos. El esfuerzo realizado es menor entre los trabajadores de edad más avanzada, especialmente entre los varones. Por el contrario, se comprueba una tendencia a desarrollar un esfuerzo extrínseco mayor entre los empleados con menor nivel educativo y, especialmente, entre las mujeres. En lo tocante a las puntuaciones finales de la escala «Recompensa», las diferencias entre los sexos son menores. Se demuestra la existencia de una mayor sensación de recompensa entre los empleados de más edad, especialmente mujeres, y también entre aquellos con más alta cualificación profesional. Por su parte, las puntuaciones finales de la escala «Sobreimplicación» presentan también diferencias importantes entre sexo, edad y nivel educativo. Se demuestra una implicación en el trabajo mayor en las mujeres que en los varones, en los trabajadores con un mayor nivel educativo, así como en las edades entre 40 y 54 años. Todos estos hallazgos son similares y están en consonancia con los descritos por otros estudios previos realizados con la versión original alemana y con otras adaptaciones idiomáticas4,5,8,29. Al analizar las puntuaciones de las tres escalas en relación con las características laborales más influyentes hemos objetivado un esfuerzo extrínseco mayor en los trabajadores que hacen turnos y una recompensa más alta en los propietarios de la plaza y en los empleados que no trabajan a turnos. Todos estos hallazgos son coherentes con lo que cabe esperar y pueden considerarse una expresión indirecta de validez del cuestionario. En cuanto a los diferentes estratos o categorías laborales investigados, no hemos podido demostrar diferencias significativas entre ellas en ninguna de las tres escalas del modelo. La recogida completa de los datos, la calidad de éstos, la distribución presentada por las respuestas y otras propiedades de medida (como el escalamiento) del cues-

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tionario son satisfactorias y similares a las descritas por la versión alemana original en diferentes muestras. Todo ello indica que los métodos seguidos de adaptación transcultural han producido una versión española del cuestionario DER equivalente a la versión original alemana. Este hecho es esencial para permitir futuros estudios nacionales, así como estudios comparativos internacionales. No obstante, no debemos olvidar que se han encontrado problemas de reproducción estructural en dos ítems de la escala «Esfuerzo extrínseco» de la versión española adaptada (el 3 y el 4). Este hecho requiere una clarificación más detenida y una comprobación futura. La correlación ítem-escala para el ítem 3 no es demasiado baja, está casi en el límite; sin embargo, el ítem 4 no encajó satisfactoriamente en la escala hipotética a que pertenece. Pensamos que una de las razones que pueden explicar este hecho es la escasa importancia que tiene entre los trabajadores del sistema sanitario público español el concepto medido mediante el ítem 4; esto es, el concepto «horas extra» (overtimework). En este colectivo los trabajos extra, como las guardias, se ven como parte integrante del propio trabajo y como una característica peculiar inherente a él. Creemos que en ningún caso este sobreesfuerzo es entendido por el trabajador como algo a lo que está obligado de forma extraordinaria y extemporánea, sino más bien algo consustancial, aunque la remuneración por ello sea, en efecto, independiente del salario base. Otra idea que apoya esta percepción nuestra es la escasa dificultad en la adaptación conceptual de ambos ítems (3 y 4) al español. Ahondando más en esta posible explicación, el análisis por separado de la consistencia interna en la submuestra de trabajadores manuales demostró valores alfa superiores a 0,70 para la escala de «Esfuerzo extrínseco». Sin embargo, no descartamos la reformulación completa del ítem 4 adaptándolo a la idea de que se trabaja más tiempo real del que es remunerado; nos referimos por ejemplo, a cuando las jornadas laborales se prolongan por necesidades de servicio, sin que ello tenga una repercusión económica beneficiosa en el trabajador. En cualquier caso, se necesitan más

investigaciones sobre este aspecto para verificar los resultados encontrados en estos ítems problemáticos, dado que la mayor limitación de nuestro estudio es la escasa proporción de trabajadores manuales investigados, debido a la propia composición del colectivo sanitario. Por ello consideramos necesaria una aplicación más extensa del cuestionario ERI/DER español adaptado en diferentes muestras de trabajadores, especialmente en obreros manuales y pertenecientes a compañías privadas, de tal manera que se pueda comprobar el comportamiento de todos los ítems repetidamente y, en su caso, demostrar la veracidad o no de las asunciones descritas o bien el comportamiento del ítem modificado.

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