Calidad de Vida Laboral y Psicología Social de la Salud en el Trabajo: hacia un modelo de componentes comunes...

AutorAntonio Duro Martín
CargoUniversidad Rey Juan Carlos
Páginas57-98

Calidad de Vida Laboral y Psicologa Social de la Salud en el Trabajo: hacia un modelo de componentes comunes para explicar el bienestar laboral psicológico y la salud mental laboral de origen psicosocial. Resultados preliminares

El bienestar laboral psicológico del trabajador (BLPS) y su salud mental laboral (SML) son ambas consecuencias personales del trabajo. Su importancia radica tanto en sí mismas Œconstituyen nada menos que la experiencia subjetiva del trabajoŒ, cuanto en sus efectos sobre la propia organización Œv.g.: efectos sobre la productividad, costos directos e indirectos–Œ y sobre la familia del trabajador Œv.g. conflictos, separaciones–Œ. Prueba de ello es que, contando sólo desde el año 1997 hasta la fecha, se han publicado 192 trabajos que tratan de una forma u otra sobre el BLPS (quality of work life) y 216 trabajos sobre SML (occupational health psychology) Œy, en general, se han publicado 615 y 296 trabajos, respectivamente, según la base de datos PsycINFO 2003/07-2003/11Œ. El BLPS del trabajador se ha abordado fundamentalmente en el ámbito de los estudios sobre calidad de vida laboral (CVL) Œv.g.: satisfacción, bienestar y calidad de vida en el trabajo (Requena, 2000), ajuste persona-ambiente de (French, Caplan & Harrison, 1982; Kahn y Boysiere, 1992); satisfacción laboral (Bravo, Peiró & Rodríguez, 1996); absentismo (Burton, Lee & Holtom, 2002; Harrison & Martocchio, 1998), contenidos de tarea (Karasek et al, 1998); y sobre el BLPS en términos más generales (Encuesta de Calidad de Vida en el Trabajo, 2001)Œ; y la SML del trabajador se ha tratado mayormente en los estudios sobre psicología social de la salud en el trabajo (PSST), tanto en el estudio de aquellos síndromes de carácter específicamente laboral: estrés (Cooper, 1998; Cooper & Marshall, 1976; Karasek, 1989; Peiró, 1993; Spielberger, 1972; Spielberger, Vagg & Wasala, 2003), burnout o síndrome de quemarse por el trabajo (Bakker, Demerouti & Schaufeli, 2002; Freudenberger, 1974; Lee & Ashforth, 1996; Maslach, 1982; Maslach & Jackson, 1981; Phillips, 1984; Pines & Aronson, 1988; Shirom, 1989; Shirom, 2003), acoso laboral o mobbing (González de Rivera, 2002; Leymann, 1996; Piñuel y Zabala, 2001), acoso sexual en el trabajo (Harned et al, 2002); como en los estudios sobre diversos síntomas y trastornos psicológicos de carácter más general Œv.g.: depresión, ansiedad, consumo de alcoholŒ asociados de una forma u otra con el trabajo (Brodsky, 1996; Mack, Rosecan & Frances, 2003; Tetrick & Quick, 2003).

Sin embargo, en la literatura se constatan asimismo las tres cuestiones siguientes: (i) la existencia de una cierta mezcla entre ambos tipos de consecuentes, como se comprueba en los numerosos estudios que abarcan diferentes aspectos del BLPS y de la SML: autoestima profesional y estrés y/o burnout (Gil-Monte & Peiró, 1997); sobre satisfacción laboral, y ansiedad, depresión e irritabilidad (Hackman & Oldham, 1980; Johansson, Aronsson & Lindström, 1978); sobre exceso de trabajo y satisfacción laboral, y tasa cardíaca y conducta de fumar (French & Caplan (1973); sobre habilidades del trabajador, demandas de tarea, y satisfacción laboral, y depresión, irritación y sintomatología somática en general (Dijkhuizen, 1980); sobre demandas de trabajo, control personal y productividad, y satisfacción laboral y salud (Theorell & Karasek, 1996); sobre burnout y satisfacción laboral (Firth & Britton, 1989; Grigsby & McKnew, 1988; Wolpin, Burke & Greenglas, 1991); sobre conflictos con los jefes o con los compañeros de trabajo, y satisfacción laboral (Beehr, 1981; Kahn et al, 1964; Peiró, 1993); sobre mobbing y absentismo, y sobre mobbing y alteraciones del sueño, ansiedad y depresión (Leymann, 1996; Piñuel y Zabala, 2001); sobre acoso sexual, y satisfacción en el trabajo, ansiedad y depresión (Fitzgerald et al, 1997); sobre absentismo y burnout (Gil-Monte & Peiró, 1997; Matteson & Ivancevich, 1987; Shirom, 2003); sobre tensión y bienestar laboral, y salud laboral (Jódar, 1997); (ii) una cierto solapamiento y confusión entre síndromes laborales y cuadros clínicos psicológicos, por ejemplo: entre depresión y burnout (Leiter & Durup, 1994; Schaufeli & Enzmann, 1998), entre ansiedad y burnout (Cotton, 1990), entre estrés y burnout (Benbow & Jolley, 2002; Cocco et al, 2003; Farber, 1984; Happell, Pinikahana & Martin, 2003; Lloyd, King & Chenoweth, 2002; Mearns & Cain, 2003; Shirom, 2003; Spielberger & Vagg, 1999), entre estrés y mobbing (Piñuel y Zabala, 2001), entre acoso sexual en el trabajo y estrés postraumático (Dansky & Kilpatrick, 1997); entre ansiedad, depresión y burnout (Shirom & Ezrachi, 2003), entre burnout y alteraciones psicosomáticas (Van Der Doef & Maes, 2002); y además (iii) que el BLPS y la SML tienen antecedentes comunes Œv.g.: una cantidad adecuada de trabajo proporciona BLPS al trabajador, en tanto que una cantidad excesiva de ese mismo trabajo deteriora primero el BLPS del trabajador, y puede después producir daños sobre su SMLŒ. Consecuentemente, la situación actual en este campo es problemática, ya que existe confusión en los conceptos y ambivalencia respecto a los factores intervinientes en cada caso; no existiendo hasta el presente un enfoque integrado sobre esta cuestión.

Recientemente, Duro (2003) ha propuesto un modelo con un doble objetivo: (i) organizar este campo de estudio, y (ii) explicar el BLPS y la SML del trabajador desde un conjunto de componentes comunes. Su modelo sigue algunas de las sugerencias efectuadas por otros autores Œv.g.: trabajar con un mayor número de variables (Peiró, 1993), incluir factores moduladores (Frese & Zapf, 1988)Œ; y se basa en los tres postulados siguientes: (i) identidad estructural de antecedentes para el BLPS y la SML, (ii) equivalencia estructural y patológica de los diversos síndromes de SML, y (iii) SML como realidad anidada en el BLPS. Aunque el modelo está fundamentado teóricamente, adolece todavía de la falta de un contenido concreto Œvariables indicadorasŒ para sus constructos. De forma esquemática, la macroestrutura del modelo consiste en un primer par de condiciones antecedentes básicas referidas a las condiciones de trabajo y a las condiciones de adaptación del trabajador a su trabajo; y un segundo par de condiciones consecuentes básicas referidas al ajuste resultante entre trabajo y trabajador Œcondiciones de ajusteŒ y a las condiciones de experiencia subjetiva del trabajo por el trabajador Œcondiciones estas últimas que se corresponden con el BLPS y la SML del trabajadorŒ. Además, el modelo comprende un sistema de condiciones moduladoras que se engranan y actúan de manera específica sobre determinadas condiciones básicas (Duro 2003, Figura 1). Las condiciones de trabajo (input) se limitan Œal menos en la fase de desarrollo actual del modeloŒ a los requerimientos cuantitativos y cualitativos de tarea y de relación social Œrequerimientos interpersonalesŒ. Se trata en todo caso de requerimientos relativos al trabajo en sí mismo y a su entorno inmediato (Jardiller, 1979), y que en determinados casos pueden llegar a constituir factores de riesgo laboral de origen psicosocial (García, Benavides, Ruíz-Frutos, 1997). Desde otra perspectiva complementaria, pueden conceptuarse también como estresores relativos a los contenidos intrínsecos y extrínsecos del trabajo y/o como estresores de role Œdentro de los cuales ocupan un lugar destacado, como se sabe, las relaciones interpersonales (Peiró, 1993)Œ. Su repercusión sobre el trabajador sería siempre en cualquier caso a través de la carga de trabajo, tanto física como mental (Castejón, 1997). Las condiciones de trabajo se concretan en cuatro escalas, a saber: (i) Escala de tarea: propiedades cuantitativas; (ii) Escala de tarea: propiedades cualitativas; (iii) Escala social: propiedades cuantitativas; y (iv) Escala social: propiedades cualitativas. Ver detalle de sus respectivas variables en las Tablas 1-4. Por su parte, las condiciones de adaptación: se refieren a las interpretaciones que realiza el trabajador sobre su entorno sociolaboral y sobre sus propios recursos personales para afrontar el trabajo Œque aquí se denominan «recursos laborales» para distinguirlos de otros diferentes tipos de recursos del trabajadorŒ; y también se incluyen aquí todas aquellas estrategias de carácter individual que el trabajador despliegue o pueda desplegar para modular el input laboral. Este segundo grupo de condiciones comprende tres escalas complementarias: Recursos laborales, Atribuciones sociales, y Modulación del trabajo Œaunque las funciones atribuidas a este factor de modulación muy bien podrían ser de tipo mediador más que de tipo modulador (Frese & Zapf, 1988), cuestión ésta que la investigación futura nos ayudará a zanjarŒ, cuyo detalle de sus respectivas variables figura en las Tablas 5-7. Condiciones de ajuste: por «ajuste» se hace referencia en este modelo a la discrepancia existente entre: (i) los valores actuales y los valores deseados para las diferentes condiciones de trabajo, y (ii) los valores actuales estimados para los recursos laborales propios y los valores que se estiman necesarios para desempeñar adecuadamente el mismo trabajo. Así pues estas condiciones comprenden tres escalas complementarias: Ajuste a cantidad de trabajo (requerimientos sociales y de tarea, conjuntamente), Ajuste a calidad de trabajo (ídem anterior), y Ajuste a recursos laborales (Tablas 8-10). Valga añadir aquí que el ajuste, en tanto que condición consecuente, se concibe asimismo como un sedimento o poso de la experiencia laboral previa almacenado en la memoria del trabajador. Condiciones de experiencia subjetiva: incluyen las escalas de BLPS Œefectos del trabajo sobre el bienestar psicológico del trabajador, y otras consecuencias laboralesŒ, y de SML Œdaños del trabajo sobre la salud mental del trabajador, y otras consecuencias del trabajo sobre su salud generalŒ, como consecuencias laborales sucesivas de primer y segundo orden, respectivamente Œconceptuándose además la SML como consecuencia del BLPSŒ. Sobre el BLPS actuaría un conjunto de estrategias individuales agrupadas en la escala de Modulación del trabajador Œcon estrategias complementarias a nivel cognitivo, conductual y socialŒ y también sobre el BLPS actuarían la ayuda social recogida en la escala de Apoyo social; y sobre la SML, por su parte, actuaría la ayuda profesional recogida en la escala de Apoyo profesional (Tablas 11-15). Al margen de todo lo anterior, el modelo recomienda que se incluyan además algunas otras variables de control para validar las condiciones básicas, y algunas otras variables para medir la experiencia laboral (Tabla 16).

El presente trabajo representa justo una aproximación metodológica Œvía autoinforme del trabajador, enfoque metodológico que ha demostrado reiteradamente su validez para estudiar temas de trabajo y salud (Fresse & Zapf, 1988; Llaneza, 2002)Œ a la propuesta teórica de Duro (2003). Para ello, hemos seleccionado racionalmente grupos de variables indicadoras para cada una de sus escalas Œy siguiendo los requisitos por escala marcados por el modelo teóricoŒ, y a continuación las hemos sometido a prueba empírica con una muestra suficientemente representativa de sujetos trabajadores, a fin de comprobar cómo se comportan tales variables y escalas. En definitiva, lo que aquí hemos hecho es llenar de contenido Œmicroestructura de variablesŒ la macroestructura formal de condiciones del modelo. La selección de variables se hizo atendiendo a un doble criterio: su pertinencia para explicar indistintamente el BLPS y la SML del trabajador, y el número total de ítems que razonablemente se pudiera incluir en un mismo instrumento de medida. Igualmente, hemos procurado en la medida de lo posible que las variables escogidas sean de aprehensión inmediata por parte de los trabajadores participantes, de conformidad con las recomendaciones para el diseño de escalas e instrumentos en este campo Œv.g.: de conformidad con el diseño del Job Content Questionnaire (Karasek et al, 1998)Œ. En las Tablas 1-15 figura detalle de las variables seleccionadas para cada condición y escala. Como puede comprobarse, en los requerimientos sociales se incluyen tanto relaciones con jefes y compañeros, como relaciones con usuarios y/o clientes Œsiendo esto último un determinante capital en los estudios iniciales sobre el burnout (Freudenberger, 1974; Maslach, 1982)Œ. Además, se ha cuidado asimismo de que algunas variables sigan predominantemente la dirección trabajador conjunto de role Œv.g.: frecuencia de contactos con jefes y/o con compañerosŒ, mientras que otras diferentes variables sigan justo la dirección contraria, esto es, trabajador conjunto de rol Œv.g. aprecio recibido de clientesŒ (Tablas 3-4). Según se puede comprobar, a modo de indicadores para la escala de Recursos laborales se ha recurrido a una selección de recursos personales de carácter más general, así como a otros recursos más específicos de carácter específicamente cognitivo, afectivo, físico y social (Tabla 5). Semejantemente, para la escala de Atribuciones sociales se han seleccionado algunas variables relativas a las intenciones percibidas en los otros, y otras variables relativas a la interpretación que otorga el trabajador a las conductas y actitudes de aquéllos (Tabla 6). Para la escala moduladora del trabajo se ha perseguido una batería de estrategias que cubriera los aspectos cuantitativos y cualitativos de la tarea, así como el trato con clientes y compañeros (Tabla 7). Por propia coherencia interna, el constructo de BLPS se ha llenado de contenido con aquellas variables más estrechamente relacionadas con las condiciones de trabajo previamente seleccionadas Œv.g.: satisfacción con jefes y compañerosŒ. Se ha procurado, asimismo, que las variables para el BLPS abarcaran, entre otras, las dimensiones cognitiva, afectiva, conductual, social y física del trabajador (Tabla 11). Finalmente, para la medida de la SML se ha seleccionado un amplio conjunto de síntomas extraídos directamente del DSM-IV, Manual diagnóstico y estadístico de trastornos mentales (1995), a efectos de identificar y medir los daños producidos sobre las dimensiones cognitiva, afectiva, conductual, social y física de los trabajadoresŒ (Tabla 14). Aunque el modelo se centra en la SML, también se incluyen dentro de estas condiciones algunos ítems referidos a daños sobre la salud en general Œv.g.: accidentes de trabajoŒ. Esta evaluación de la SML se enmarcaría en sí misma, por otro lado, dentro de una actuación propia de vigilancia de riesgos laborales (psicosociales), y de cara a la futura prevención de los mismos (García, Benavides, Ruiz-Frutos, 1997). En su caso, estos síntomas pueden suponer una incapacidad laboral del trabajador, de carácter temporal o permanente, a título de enfermedad relacionada con el trabajo Œpuesto que, como se sabe, los trastornos mentales no están reconocidos oficialmente como enfermedades profesionales (Benavides, Ruíz-Frutos & García, 1997)Œ. Sobre el BLPS actuaría un conjunto de estrategias individuales para la modulación del trabajador Œcon estrategias complementarias a nivel cognitivo, conductual y social (Tablas 12-13)Œ e igualmente actuaría aquí el apoyo social; y sobre la SML actuaría ya el apoyo profesional (Tabla 15). En el path diagrama del modelo (Figura 1) se representan sus distintas condiciones como variables endógenas (no-observadas) y sus respectivas escalas como variables exógenas (observadas) Œno se representan los efectos recíprocos de modulaciónŒ.

Al tratarse de un estudio de carácter exploratorio, su objetivo principal estriba en comprobar cómo se comportan las variables en cuanto a su distribución y agrupamiento ŒfactorizaciónŒ, y no se dirige a contrastar hipótesis Œsalvo aquéllas que se desprenden de la propia estructura del modelo: las variables son pertinentes para sus respectivas escalas, las escalas son pertinentes para sus respectivas condiciones, y las condiciones de trabajo, las condiciones de adaptación y las condiciones de ajuste son pertinentes para explicar las condiciones de experiencia subjetiva ŒBLPS y SML del trabajadorŒ. Aun así, y basándonos en investigaciones precedentes, podemos plantear aquí algunas hipótesis preliminares:

(i) Respecto de las variables. Se espera que las variables para las condiciones de trabajo y para las condiciones de ajuste Œpor ser ambas condiciones de carácter más objetivo y/o extrínseco al trabajadorŒ muestren una curva normal o, cuando menos, una distribución bastante simétrica. De forma paralela, las variables para las condiciones de adaptación y para las condiciones de experiencia subjetiva Œpor tratarse ambas de condiciones de carácter más subjetivo y/o intrínseco al trabajador, y al estar por tal motivo más sujetas a sesgos de deseabilidad socialŒ tenderán a presentar distribuciones más asimétricas, según la naturaleza de sus contenidos: así, para variables relativas a síntomas psicológicos o consecuencias laborales negativas Œv.g.: absentismoŒ se obtendrán distribuciones asimétricas positivas; y para variables relativas a rasgos, consecuencias o actuaciones del trabajador más positivas Œv.g.: capacidad personal generalŒ tenderán a resultar distribuciones asimétricas negativas. Por otra parte, sobre estas distribuciones influirá también la propia tasa de ocurrencia de la condición evaluada: distribuciones de frecuencia muy escasa para variables tales como «quejas al Departamento de Personal sobre el trabajador» (actuación específica que se encuentra dentro de lo que se conoce como «escalada» del mobbing); y distribuciones de frecuencia mayor para variables del tipo «aprecio de mis compañeros de trabajo».

(ii) Respecto de las escalas de medida. En principio, en cuanto a los resultados factoriales para las diferentes escalas, se espera que influya el número de ítems de cada escala; y además se espera que para las escalas de las condiciones de trabajo y para las escalas de las condiciones de ajuste, dada su condición externa y por las mismas razones arriba expuestas, pueda llegarse a explicar un razonable porcentaje de varianza con pocos componentes factoriales (análisis factorial) Œen el límite, se extraería un único componente factorial por cada escala de medidaŒ; en tanto que para las condiciones de adaptación y para las condiciones de experiencia subjetiva ŒBLPS y SMLŒ, por su propia naturaleza interna y composición multidimensional, resultará un número mayor de componentes factoriales para explicar porcentajes razonables de varianza; sin que al presente puedan adelantar hipótesis de trabajo más precisas, dado el carácter exploratorio de la investigación, según venimos comentando.

(iii) Respecto de las relaciones entre escalas. Se esperan relaciones significativas entre las escalas Œo sus componentes factorialesŒ de las condiciones de trabajo, condiciones de adaptación y condiciones de ajuste, y las escalas Œo sus componentes factoriales

MÉTODO

Muestra.ŠLa muestra de sujetos estuvo compuesta por un total de 501 trabajadores. El 53,9% de los cuales fueron varones, y el 40,5% fueron mujeres Œporcentajes de respuesta válidaŒ1. Su edad media fue de 33,02 años (Dt = 9,423), y su distribución por grupos de edad es la siguiente: hasta 25 años, el 18,20% de la muestra; entre 26 y 35 años, el 47,30%; entre 36 y 45 años, el 17,20%; entre 46 y 55 años, el 8,40%; y con edad superior a los 56 años, el 3% (las respuestas NS/NC supusieron el 6%del total). Por grupos de actividad, la distribución de la muestra es así: directivos y empresarios con trabajadores a su cargo, el 1,80% de la muestra; técnicos, funcionarios, profesionales, el 25,70%; comerciales, vendedores, dependientes, el 11,40%; profesores, formadores, educadores, el 2%; administrativos, recepcionistas, contables, el 39,50%; operarios, técnicos de mantenimiento, mecánicos, el 9,40%; y otras actividades varias, el 2,60% (las respuestas NS/NC ascendieron al 7,6% del total). La muestra de sujetos procedía tanto de pacientes de un gabinete de psicología, como de las empresas en donde trabajaban algunos de nuestros alumnos de Ciencias del Trabajo Œque pasaron el cuestionario en sus respectivas empresas como parte de su trabajo prácticoŒ. Todos los sujetos de la muestra accedieron voluntariamente a participar en este estudio. Por otro lado, los alumnos desconocían las hipótesis de trabajo últimas de esta investigación Œsu cometido se limitó a recoger los datos y efectuar una descripción estadística de sus respectivos resultadosŒ. En total se recopilaron datos procedentes de 26 submuestras independientes de sujetos, que resultaron asimismo muy heterogéneas en su propia composición interna Œde conformidad con nuestro objetivo de contar en lo posible con una muestra representativa de la población general de trabajadoresŒ. El tamaño medio de las submuestras fue de 19,26 sujetos (Dt = 4.951), con un mínimo de 10 sujetos y un máximo de 30 sujetos por submuestra. Aproximadamente se repartieron el doble de protocolos de los que se recogieron finalmente Œen algunos casos la participación se redujo a sólo un 20% del total de protocolos entregadosŒ.

Instrumento.ŠSe elaboró un cuestionario Œcon el título de Encuesta de Calidad de Vida y Salud LaboralesŒ compuesto por un total de 89 preguntas: 87 preguntas con dos ítems independientes cada una Œv.g.: la pregunta nº 86 sobre «apoyo social percibido» se abría en los dos ítems siguientes: el ítem 86f «frecuencia de apoyo social percibido»2 y el ítem 86e «eficacia del apoyo social percibido»Œ, y 2 preguntas Œlas dos preguntas relativas a la experiencia laboral del trabajadorŒ con un solo ítem cada una de ellas. El cuestionario comprendía, pues, un total de 176 ítems, de todos los cuales en este estudio sólo utilizaremos 166 ítems, que se distribuyen por condiciones de la siguiente forma: 23 ítems para las condiciones de trabajo; 39 ítems para las condiciones de adaptación; 20 ítems para las condiciones de ajuste; 74 ítems para las condiciones de experiencia subjetiva; 8 ítems para las variables de control; y los 2 ítems restantes para medir la experiencia laboralŒ3. Procuramos que el contenido de las diversas preguntas fuera de aprehensión inmediata por parte de los trabajadores participantes, y que los ítems estuvieran redactados en unos términos a la vez sencillos y comprensibles, de conformidad con el diseño de escalas e instrumentos en este campo Œv.g.: el Job Content Questionnaire (Karasek et al, 1998)Œ, y a efectos de que su procesamiento cognitivo y emocional se redujera lo más posible (Fresse & Zapf, 1988). A la versión final del instrumento se llegó tras someter a prueba varias versiones iniciales con muestras de sujetos de tamaño reducido. Los ítems correspondientes a cada escala fueron distribuidos aleatoriamente en el protocolo de preguntas definitivo. Las respuestas se debían efectuar sobre una escala de tipo Likert de 8 puntos, siendo: 7 = valor extremadamente alto, 6 = valor moderadamente alto; 5 = valor ligeramente alto; 4 = valor intermedio; 3 = valor ligeramente bajo; 2 = valor moderadamente bajo; y 1 = valor extremadamente bajo. El valor = 0 correspondía al valor nulo (condición inexistente para un determinado trabajo/trabajador). Todos los análisis se efectuaron con el paquete estadístico SPSS 11.5 para Windows.

Procedimiento.ŠLos sujetos de la muestra se autoadministraron el cuestionario bien en el gabinete de psicología o bien en su propio centro de trabajo. La submuestra nº 1 (N = 10) cumplimentó el cuestionario de una forma más controlada: cada sujeto contestó a las preguntas individualmente en presencia del autor, quien conocía las circunstancias laborales que concurrían en cada caso.

RESULTADOS

Análisis preliminares

Submuestras.ŠPese a que este estudio no se dirigía a ninguna población de trabajadores en particular, se efectuó no obstante una comparación entre las diferentes submuestras para comprobar que no hubiera un patrón de datos marcadamente distinto en alguna de ellas. Como submuestra de referencia (submuestra criterio) se adoptó la submuestra nº 1Œuna submuestra cuyo procedimiento de recogida de datos estuvo algo más controlado, según venimos comentandoŒ. Se efectuó la comparación de las submuestras tomando como base las respuestas dadas al primer ítem Œítems a y fŒ de las seis preguntas relativas a las variables de control Œítems: 12a, 29a, 47a, 66f, 70a, y 83f (Tabla 16)Œ, y también las respuestas dadas al primer ítem de otras nueve diferentes preguntas sobre condiciones teóricas, que fueron seleccionadas al azar Œuna por cada decena, según el orden previamente asignado a las distintas preguntasŒ de entre todas las preguntas del cuestionario, Œítems: 3f, 11f, 28a, 38a, 46f, 55p, 61f, 77f y 88fŒ. En total, pues, se dispuso de un conjunto de 15 ítems para la comparación de las submuestras. Los resultados obtenidos en la prueba de Kolmogorov-Smirnov (K-S) pusieron de manifiesto que ninguna submuestra difería significativamente de la muestra criterio, puesto que de las 375 comparaciones efectuadas en total (15 ítems x 26-1 submuestras = 375 comparaciones), sólo 9 comparaciones (2,4% del total) arrojaron diferencias significativas. Además, estas diferencias no se concentraban en ninguna submuestra en particular, según puede comprobarse a continuación: de la comparación entre las submuestras nº 1 y nº 10 resultaron tres diferencias significativas, correspondientes a los ítems «frecuencia de contactos con clientes» (Z = 1,409; p = .038), «actitud de trabajo positiva« (Z = 1,380; p = .044), y «frecuencia de modulación del ritmo trabajo» (Z = 1,380; p = .044); y de la comparación entre las submuestras nº 1 y nº 15 surgieron sólo dos diferencias significativas en los ítems «ajuste entre necesidades-recompensas» (Z = 1,420; p = .035), y «frecuencia de modulación del ritmo trabajo« (Z = 1,549; p = .016). Las cuatro restantes diferencias significativas entre las submuestras se dispersaron aún más: correspondiendo dos de ellas al ítem «actitud de trabajo positiva» Œentre los grupos nº 1 y nº 6 (Z = 1,437; p = .032) y entre los grupos nº 1 y nº 11 (Z = 1,420; p = .035)Œ; y las dos restantes al ítem «frecuencia de conflictos con jefes» Œentre los grupos nº 1 y nº 7 (Z = 1,388; p =.042)Œ y al ítem «frecuencia de consumo de tabaco» Œentre los grupos nº 1 y nº 8 (Z = 1,565; p = .015)Œ.

Para examinar el impacto particular de las submuestras nª 10 y nº 15 sobre la muestra total, a continuación Œutilizando la prueba de Kruskall-Wallis para k muestras independientesŒ se compararon simultáneamente las 26 submuestras con respecto a los l5 ítems antes citados, y se obtuvieron los siguientes resultados: todas las submuestras en su conjunto diferían para 10 ítems y no diferían para los 5 ítems restantes Œítems 28a, 66f, 70a, 77f y 83fŒ. Si se eliminaran los datos procedentes de la submuestra nº 10 ello no supondría modificación alguna en los resultados obtenidos para el conjunto de todas las submuestras; si se eliminaran los datos de la submuestra nº 15, se elevaría ya a 7 el número de ítems para los que no habría diferencia entre las 25 submuestras restantes Œademás de los cinco ítems citados anteriormente, se incluirían ahora los ítems 11f y 38aŒ ; y, por último, si se suprimieran simultáneamente los datos de las submuestras nº 10 y nº 15, sería ya 9 el número de ítems que resultarían con distribuciones iguales para las 24 submuestras restantesŒse añadirían ahora a los 7 ítems precedentes, los ítems 28a y 47aŒ. Se observa, pues, que las submuestras nº 10 y nº 15 sí ejercen una cierta distorsión sobre la muestra total. Aun así, considerando que la eliminación de ambas submuestras tampoco resultaría definitiva y concluyente Œpuesto que todavía quedarían otros 6 ítems con diferencias significativasŒ, y dado, por otro lado, que se persiguen datos procedentes de una población general de trabajadores, y a efectos también de no perder tamaño de muestra, se optó finalmente Œpese a los resultados de estos análisis preliminaresŒ por no descartar ninguna de las submuestras, al menos para esta primera fase de análisis de datos.

Sujetos.ŠTrasponiendo la matriz de datos original, se obtuvo para cada sujeto la frecuencia de ítems válidos contestados y la desviación típica inter-ítems intra-sujeto, a efectos de detectar posibles anomalías en el patrón de respuestas de algunos de ellos. Este análisis puso de manifiesto que tan sólo un sujeto contestó por debajo de los 160 ítems Œel sujeto nº 6 contestó solamente a 124 ítemsŒ, y únicamente otro sujeto tuvo un desviación típica inter-ítems intra-sujeto por debajo de los 2 puntos Œel sujeto nº 49 tuvo una Dt = 1,78Œ. Estos resultados pusieron de manifiesto que, en general, los sujetos de la muestra contestaron a la mayoría de las preguntas del cuestionario, y que graduaron sus respuestas a tenor de las posibilidades que brindaba la escala de medida; de ahí que no se descartara a ningún sujeto de la muestra para los análisis subsiguientes.

Descripción estadística de las variables

Condiciones de trabajo

Escala de tarea: propiedades cuantitativas (2 ítems).ŠLa totalidad de los sujetos respondió a ambos ítems, y su rango de respuesta abarcó toda la amplitud de la escala de medida4. Los valores medios se aproximan a la media escalar teórica, situándose entre un valor de tipo intermedio, valor = 4, y un valor de tipo ligeramente alto, valor = 5. Ambas distribuciones muestran una asimetría negativa en torno al medio punto, un poco más marcada para la variable «cantidad de trabajo actual» (asimetría = -,769); y ambas distribuciones son leptocúrticas, en especial la distribución de la variable «cantidad de trabajo» (curtosis = 0,983) Œsin que por otra parte este apuntamiento, como puede comprobarse, resulte excesivo (Tabla 1)Œ. Aunque las distribuciones no se ajustan a la normal, se aproximan bastante a esta curva, según los resultados en la prueba de K-S Œcon (Z = 3,452) y (Z = 3,546) para ritmo y cantidad de trabajo, respectivamenteŒ.

Escala de tarea: aspectos cualitativos (3 ítems).ŠTambién aquí, con una única excepción, todos los sujetos de la muestra respondieron a estos tres ítems (Tabla 2). Las medias están muy próximas a la media de la escala, situándose en torno a un valor = 4. Sus respectivas dispersiones se sitúan en torno a 1,5 puntos, siendo la dispersión mayor la correspondiente a la variable «variedad de tareas» (Dt = 1,722). Sus distribuciones presenta una asimetría negativa ligera, lo que indica que la muestra de sujetos tiende a considerar que la dificultad, variedad y claridad de sus tareas por encima de un grado intermedio Œla distribución más simétrica corresponde a la variable «variedad de tareas» (asimetría = -.174). Asimismo, la curtosis de estas variables es ligera; pero su signo difiere: mientras que la variable «dificultad de tareas» tiene una distribución leptocúrtica; las distribuciones para las variables relativas a la variedad y claridad de tarea son ligeramente pletocúrticas. Tampoco se ajustan a la normal, pero en particular los valores Z resultantes en la prueba K-S para la variedad y claridad de tareas no son demasiado elevados (Z = 3,062) y (Z = 3,397).

Escala social: aspectos cuantitativos (3 ítems).ŠExcepto en tres casos, todos los sujetos de la muestra respondieron a estos tres ítems, utilizando el rango completo de la escala de medida (Tabla 3). Sus medias se sitúan entre un valor intermedio, valor = 4, y un valor ligeramente alto, valor = 5; y guardan coherencia con lo que cabría esperar en una población general de trabajadores: la frecuencia media de contactos con compañeros (M = 4,75) es superior a la frecuencia media de contactos con jefes y/o clientes y/o usuarios (M = 3,91 y M = 3,88, respectivamente). Su variabilidad es media alta, en torno a los 2 puntos de Dt, en especial la variabilidad perteneciente a la variable «frecuencia de contactos con clientes» (Dt = 2,398) Œesto último se justifica teniendo en cuenta que nuestra muestra de sujetos es muy heterogénea en lo tocante a su actividad laboralŒ. Todas las distribuciones de estas variables son asimétricas negativas, en especial la correspondiente a la variable «frecuencia de contactos con compañeros» (asimetría = -.833), revelando que la muestra de sujetos percibe la frecuencia de relaciones con sus compañeros no sólo alta, sino inclusive, en algunos casos, excesivamente alta Œde hecho, un 23% de sujetos afirmaron que esta frecuencia es moderadamente alta, y un 15,6%, que resultaba extremadamente altaŒ. Por otro lado, aunque la asimetría resultante para la variable «frecuencia de contactos con clientes» es ligera (asimetría = -392), este valor enmascara que la distribución es de suyo una distribución multimodal con frecuencias máximas para los siguientes tres valores: valor = 0 (frecuencia = 17,2%), valor = 4 (frecuencia = 16,4%) y valor = 6 (frecuencia = 17,6%). Precisamente por este motivo es por el que su curtosis es la más negativa que registran los tres ítems de esta escala. (curtosis = -1,137). Aunque su distribución no es normal, sus valores K-S tampoco resultan excesivamente elevados (Z = 3,304; Z = 2,711; y Z = 3,772).

Escala social: aspectos cualitativos (15 ítems).ŠLas frecuencias de respuesta por ítem y sus rangos de valor no presentan diferencias significativas con respecto a los registrados en las condiciones precedentes (Tabla 4). Sin embargo, en cuanto a medias y dispersiones estas variables que nos ocupan sí que presentan una marcada diferencia: por un lado las variables relativas al aprecio y confianza otorgados al trabajador por clientes / jefes / compañeros presentan unas medias más elevadas que en los casos anteriores, destacando en especial las medias de las variables «aprecio recibido de compañeros« (M = 5,10) y «confianza profesional suscitada en jefes» (M = 4,93); y por otro lado las variables relativas a «quejas de mí al Departamento de Personal» presentan unos valores medios muy reducidos Œcomo cabría esperar según la tasa de incidencia para estas actuaciones en el mundo laboralŒ, siendo la media inferior absoluta en esta escala la correspondiente a «frecuencia de quejas de mí al Departamento de Personal por parte de mis compañeros» (M = 0,30) y «frecuencia de quejas de mí al Departamento de Personal por parte de mis jefes» (M = 0,34). Las medias para las variables relativas a conflictos ocupan una posición intermedia entre los dos bloques de variables anteriores. La desviación típica es más reducida para las variables de quejas al Departamento de Personal, y más amplia para las variables de conflicto Œla mayor variabilidad la presentan, de hecho, las variables «intensidad de conflictos con clientes» (Dt = 1,978) y «frecuencia de conflictos con clientes» (Dt = 1,968), por las razones de trato con clientes antes comentadasŒ.

Estas distribuciones también reflejan una clara dicotomía: para la distribución de las variables de aprecio/confianza percibido tenemos asimetrías negativas, en especial para la distribución de las variables «aprecio recibido de clientes» (asimetría = -1,084) y «confianza profesional suscitada en compañeros» (asimetría = -1,060); y curtosis positivas, mayormente para la distribución de «confianza profesional suscitada en compañeros» (curtosis = 1,918), indicando que los sujetos de la muestra tienden a sentirse bastante considerados profesionalmente por sus compañeros de trabajo. Contrariamente, las distribuciones para las variables de quejas a Personal son fuertemente asimétricas, con signo positivo, destacando en especial las pertenecientes a las variables «frecuencia de quejas de mí a Personal por compañeros» (asimetría = 4,296) y «gravedad de quejas de mí a Personal por jefes» (asimetría = 4,008); y son asimismo excesivamente leptocúrticasŒdebido justamente al peso de las numerosas respuestas registradas con valor = 0 (valor nulo, inexistente)Œ. La distribución de estas variables que venimos comentando no se ajusta a la curva normal Œmáximamente para las citadas variables de quejas a personal, que se asemejan a distribuciones de tipo chi-cuadradoŒ.

Condiciones de adaptación

Escala de recursos laborales propios (7 ítems).ŠEn cuanto a frecuencia de respuesta y rango, estos ítems siguen la misma tónica que la registrada para los ítems de los epígrafes anteriores (Tabla 5). Sin embargo, sus medias son más elevadas, indicando que los sujetos de la muestra se perciben con suficientes recursos personales para hacer el trabajo Œen especial se perciben con una «capacidad personal general» entre ligera y moderadamente alta (M = 5,46) y con buenas «habilidades de solución de problemas de trabajo» (M = 5,35). La variabilidad de estas variables se sitúa en torno a 1,5 puntos de Dt, destacando en especial la variabilidad correspondiente a «resistencia física actual» (Dt = 1,769). Sus distribuciones presentan todas ellas asimetrías negativas, y sus apuntamientos revelan que son leptocúrticas Œa excepción de la distribución para la variable «habilidad de ponerme en mi sitio para evitar abusos (habilidad asertiva)», cuya distribución es mesocúrtica (curtosis = -.237). Estas distribuciones tampoco se ajustan a la normal, pero aún así algunas de ellas se aproximan bastante, según los resultados obtenidos en la prueba de K-S Œv.g.: para la variable «habilidad de ponerme en mi sitio para evitar abusos» (Z = 3,395) o para la variable «habilidades sociales con jefes y compañeros» (Z = 3,710)Œ.

Escala de atribuciones sociales (16 ítems).ŠPorcentajes de respuesta válida casi del 100%, y utilización del rango completo de la escala de medida (Tabla 6). Las medias son muy dispares entre sí, pero sus valores de dispersión Œa excepción de las dos variables relativas a la distribución injusta del trabajoŒ están más próximos unos de otros. Las medias más elevadas se corresponden con la frecuencia y gravedad del trabajo distribuido injustamente (M = 2,79; y M = 2,50 respectivamente); y las medias inferiores corresponden a la persecución del trabajador por parte de jefes y compañeros Œla variable «gravedad de la persecución que sufro por parte de jefes» presenta la media inferior de la escala en términos absolutos (M = .47). Las variables correspondientes a la percepción de otras diferentes manifestaciones de hostilidad Œv.g.: intentos de anulación, asignación de tareas inferiores–Œ que se dan sobre todo en el acoso laboral, presentan valores intermedios entre los dos bloques de ítems anteriores. A excepción de la distribución para las variables «frecuencia de la distribución del trabajo injusta que sufro» y «gravedad en la distribución del trabajo injusta que sufro» que son las dos distribuciones más simétricas (asimetría = .240; y asimetría = .337, respectivamente) Œaunque su frecuencia de valor = 0 (inexistente) es muy elevada (con N = 116, que representa el 23,2%; y con N = 268, que representa el 53,5%; respectivamente)Œ, todas las restantes distribuciones presentan asimetrías positivas Œen especial para las variables «gravedad de persecución de los jefes» (asimetría = 3,357)Œ. Asimismo, todas las distribuciones son leptocúrticasŒexcepto para las dos distribuciones correspondientes a las variables de frecuencia y gravedad de la distribución del trabajo injusta (curtosis = -1,122; y curtosis = -1,168; respectivamente)Œ. Algunos apuntamientos son excesivos como, por ejemplo, los registrados para la frecuencia y gravedad de la persecución que sufre el trabajador por parte de sus jefes (curtosis = 10,298; y curtosis = 11,695; respectivamente), debido a la frecuencia de respuestas con valor = 0 Œcon N > 400 en ambas variablesŒ. Estos apuntamientos en las variables relativas a los diferentes aspectos que presenta la hostilidad laboral, son de alguna forma los apuntamientos que cabría esperar, debido a la tasa de incidencia que registran estos comportamientos y actitudes hostiles en el ámbito laboral. De hecho, a excepción de la distribución que presentan las dos variables de reparto del trabajo injusto Œque, aun cuando no se ajustan a la curva normal, sí están sin embargo más próximas a esta distribución que las restantes variablesŒ, las demás variables presentan distribuciones de tipo chi-cuadrado Œsemejantes a la distribución de las variables de quejas del trabajador dadas al Departamento de Personal pertenecientes a la Escala social: propiedades cualitativasŒ. La razón de distribuir aquéllos ítems allí y estos otros ítems aquí, es porque las quejas a Personal pueden constatarse más objetivamente que la percepción de intentos de anulación por parte de jefes y compañeros Œinterpretaciones de carácter mucho más subjetivoŒ.

Escala moduladora del trabajo (16 ítems).Š Los estadísticos de frecuencia de respuesta válida y rango son similares a los registrados para las variables de las escalas anteriores (Tabla 7). Todas sus medias son positivas, y tienden a situarse en torno al valor medio teórico de la escala (valor = 3,5), destacando las medias que registran las variables «eficacia en la organización del trabajo» (M = 4,31) y «eficacia de asentir (dar la razón) a los clientes o usuarios como estrategia para evitar conflictos» (M = 4,08). Las medias inferiores corresponden a las variables «frecuencia de petición de ayuda a jefes y compañeros para vencer dificultades del trabajo» y «frecuencia de modulación del ritmo de trabajo», que son exactamente igual en ambos casos (M = 2,92). Las distribuciones de estas variables son todas asimétricas negativas Œa excepción de la distribución para la variable «frecuencia de petición de ayuda ante dificultades» (Dt = 0,091)Œ con valores de tipo medio, situados todos ellos entre -0,176 y -0,851. En cuanto a su curtosis, la mayoría de estos ítems presentan distribuciones platicúrticas, a excepción de las dos variables relativas a la organización del trabajoŒ «frecuencia de organización del trabajo» (curtosis = 0,341) y «eficacia de organización del trabajo» (curtosis = 0,295). La frecuencia de valor = 0 en estos ítems es elevada, en especial en los dos ítems relativos a agilizar trámites con los clientes, frecuencia y eficacia (19,6% y 20,8%, respectivamente) Œestos valores elevados se explican porque una parte substancial de la muestra de sujetos no trata directamente con clientes o usuarios según venimos comentandoŒ. También los dos ítems relativos a la petición de ayuda ante dificultades (13,4% y 15,8%), y los dos ítems relativos a la modulación del ritmo de trabajo (17,8% y 19,2%) presentan una frecuencia de respuesta con valor = 0 que resulta muy elevada, lo que indica que algunas de estas estrategias de modulación del trabajo o no se aplican individualmente por parte del trabajador o no pueden aplicarse debido a una organización del trabajo muy restrictiva.

Condiciones de ajuste

Escala de ajuste: cantidad (5 ítems).ŠAl tratarse de ítems de ajuste, se trata de ítems resultantes Œdiferencia obtenida entre los valores actuales y los valores deseados para el mismo contenido básico de cada ítemŒ, por lo que su rango de respuesta es mayor que el registrado para el resto de los ítems, que se encuentra acotado entre valores 0-7. Un signo negativo en los ítems de ajuste, significa que el valor deseado excede al valor actual. Por ejemplo: «consideración recibida de jefes», valor actual = 3; «consideración recibida de jefes», valor deseado = 5; luego «ajuste de la consideración de jefes» = -2. Aquí, en la escala que nos ocupa, el rango registrado para los 5 ítems asciende a un valor de 12, con mínimos en -7 y máximos en +7 (Tabla 8). Sus medias son muy diversas entre sí, siendo superiores y positivas en el caso de las variables para calidad y cantidad de trabajo, y siendo inferiores y negativas en los casos de variables de frecuencia de contactos con jefes y compañeros. Por su parte, la variable «ajuste de la frecuencia de contactos con clientes» presenta una media prácticamente igual a cero (M = .0503). Las dispersiones para las variables que nos ocupan son, sin embargo, bastante homogéneas entre sí a excepción de la correspondiente a la variable «ajuste de la frecuencia de contactos con compañeros» que resulta un poco más baja (Dt = 1,269). Sus asimetrías, de ambos signos, no son muy marcadas; y las distribuciones son todas ellas leptocúrticas, destacando el apuntamiento de la variable «ajuste de la frecuencia de contactos con compañeros» (curtosis = 6,359), debido justamente a que la frecuencia de valores igual a cero es muy elevada (con N = 309; representativa de un 61,7%). Tampoco estas variables no se ajustan a la normal, pero en algunos casos su distancia K-S no es excesivaŒv.g.: para «ajuste del ritmo de trabajo» (Z = 3,769); y para «ajuste de la cantidad de trabajo» (Z = 3,547)Œ.

Escala de ajuste: calidad (8 ítems).ŠRangos comprendidos entre 14 y 11 puntos, y valores mínimos entre -7 y -5 puntos, y máximos entre +7 y +5 puntos (Tabla 9). Todas las medias son negativas Œlo que indica que los valores deseados superan a los valores actualesŒ, destacando la media de la variable «ajuste de la claridad de tareas» (M = -1,28). Dispersiones comprendidas entre 1,1 y 2,1 desviaciones típicas, siendo la mayor la correspondiente a la variable «ajuste de la variedad de tareas» (Dt = 2,1356). En general, asimetrías pequeñas de ambos signos, siendo la mayor positiva la correspondiente a la variable «ajuste confianza profesional que suscito en compañeros» (asimetría = .987), y la mayor negativa la de la variable «ajuste del aprecio recibido de jefes» (asimetría = -.495). Todas las distribuciones son leptocúrticas, en especial la de «ajuste de la confianza profesional que suscito en compañeros» (curtosis = 4,593).

Escala de ajuste: recursos laborales (7 ítems).ŠEl rango mayoritario es igual a 12 puntos, pero para el ítem «ajuste de la habilidad de ponerme en mi sitio para evitar abusos» asciende a 14 puntos. El valor mínimo es de -7 puntos, y el máximo de +7 puntos (Tabla 10). Las medias son casi todas ellas negativas y cercanas al medio punto Œa excepción del ajuste para los dos tipos de recursos personales que presentan el carácter más opuesto entre sí, a saber los recursos intelectuales y físicos: «ajuste de la capacidad personal general» (M = 0,1940) y «ajuste de la resistencia física» (M = 0,4157), lo que significa que la muestra de sujetos se atribuye más capacidad en ambos recursos de la que se juzga necesaria para el trabajoŒ. La variabilidad en esta escala es elevada, situándose todas sus desviaciones típicas entre Dt = 1.39 y Dt = 2.0. Sus distribuciones, por otra parte, resultan bastante simétricas Œsólo una de ellas alcanza un valor ligeramente superior a un punto (asimetría = 1,097)Œ; y son marcadamente leptocúrticas Œdebido a la predominancia de frecuencias de ajuste con valor = 0Œ. Estas variables no se ajustan a la normal.

Condiciones de experiencia subjetiva

Escala de BLPS: efectos del trabajo sobre el bienestar psicológico del trabajador, y otras consecuencias laborales (24 ítems).ŠFrecuencia de respuesta válida semejante a la de epígrafes anteriores, y rango entre 0-7 puntos para todos los ítems. Medias muy variadas, siendo las medias más bajas las correspondientes a las dos variables de absentismo (M = 0,89; y M = 0,91), y la media más elevada la correspondiente a la variable «autoestima profesional positiva» (M = 5,42). La mayor parte de las restantes medias se sitúa entre 1,5 y 4,5 puntos (Tabla 11). Todas las varianzas se sitúan entre 1,1 y 2,4 desviaciones típicas Œla desviación típica más elevada en términos absolutos corresponde a la variable «intensidad de la intención de marcharme de la empresa» (Dt = 2,477)Œ. En cuanto a asimetría y curtosis hay tres grupos muy diferenciados de variables, según su distribución: un primer grupo tiene distribuciones prácticamente simétricas o con una asimetría negativa muy ligera, y que tienden a ser platicúrticas Œeste grupo comprende las variables relativas a la satisfacción laboral (satisfacción con las tareas, con los jefes, con los clientes), las variables referidas a las consecuencias emocionales laborales (agotamiento emocional, tensión laboral), y las variables relativas a los diferentes tipos de fatiga (fatiga mental, fatiga física); un segundo grupo de variables presenta distribuciones con una asimetría positiva más marcada, y tienden a ser leptocúrticas Œaunque no siempreŒ, y se corresponden con variables relativas a consecuencias y actitudes laborales más negativas (absentismo, aislamiento de jefes y compañeros, actitud negativa hacia el trabajo, gravedad de los errores, e intención de irse de la empresa); y finalmente, hay un tercer grupo de variables que tienen una distribución asimétrica negativa en torno a un punto, y que son leptocúrticas Œsiendo en realidad bastante heterogéneas entre síŒ, y que corresponden a variables sobre consecuencias y actitudes laborales de carácter más positivo (autoestima profesional positiva, actitud positiva hacia el trabajo), y en donde también se incluye la variable «satisfacción con compañeros» Œvariable cuya distribución se diferencia de la distribución que presentan las restantes variables de satisfacciónŒ. Estos resultados ponen de manifiesto que hay tres grupos diferenciados de consecuencias laborales, ateniéndonos a su distribución: consecuencias laborales que coinciden con lo que podría denominarse una experiencia laboral más o menos habitual y rutinaria Œv.g.: tensión laboral, fatiga mentalŒ; consecuencias laborales negativas que expresan cierta problemática y/o conflictividad laboral Œv.g.: aislamiento de compañeros en el trabajoŒ; y consecuencias laborales positivas que expresan una realización profesional personal, en el contexto de una relaciones positivas con compañeros de trabajo Œv.g.: autoestima profesionalŒ.

Escala moduladora del trabajador (14 ítems)5.ŠRango y frecuencia de respuesta válida según lo habitual (Tabla 12). Medias muy variadas, siendo las menores las correspondientes a las dos variables de «consumo de medicamentos» (M = 0,34; y M = 0,45), y las mayores las registradas por las variables sobre desconexión del trabajo fuera de la jornada laboral (M = 4,41; y M = 4,61). Las dispersiones son más homogéneas entre sí, situándose la mayoría de ellas entre 1,5 y 2 desviaciones típicas. Las distribuciones presentan asimetrías y curtosis muy variadas, destacando en especial las distribuciones que presentan las dos variables de consumo de medicamentos, que son muy asimétricas positivas y marcadamente leptocúrticas.

Escala de apoyo social (4 ítems).ŠPorcentaje de respuesta válido prácticamente del 100%, y amplitud de 7-0 para todos los ítems sin excepción (Tabla 13). Medias en torno a cuatro puntos, un poco más bajas las correspondientes a la ayuda procedente de jefes que las correspondientes a la ayuda procedente de familiares. Varianzas homogéneas, en torno a dos desviaciones típicas. Distribuciones asimétricas positivas moderadas, mayores para las dos variables de apoyo familiar (asimetría = -.679; y asimetría = -.762); y ligeramente platicúrticas.

Escala de SML: daños del trabajo sobre la salud mental del trabajador, y otras consecuencias sobre su salud en general (30 ítems).Š Prácticamente la totalidad de la muestra contestó a estos ítems (Tabla 14), a excepción de los dos ítems de accidentes laborales que registraron una menor frecuencia de respuestas válidas (con N = 445 para el ítem «accidentes laborales días de baja»; y con N = 456 para el ítem «gravedad de los accidentes laborales»). El rango de todos los ítems es de 7, excepto para el ítem «días de baja por accidente laboral» que asciende a 365 (amplitud = 365-0). Las medias inferiores corresponden a las variables para consumo de alcohol, gravedad de accidentes laborales y enfermedades físicas. Las medias superiores corresponden a las variables que miden la atención/percepción del trabajador respecto a su tarea y el transcurso subjetivo del tiempo Œla media mayor de esta escala en términos absolutos corresponde a la variable «frecuencia de absorción de la atención por el trabajo» (M = 4,64). Las varianzas se agrupan en torno a 1,5 desviaciones típicas Œsalvo la correspondiente a la variable «días de baja por accidente laboral» (Dt = 22,662). Tienden a predominar las asimetrías positivas por debajo de un punto Œcon algunas excepciones como ocurre con los accidentes laborales (Dt = 11,919), el consumo de alcohol y las enfermedades físicasŒ. La curtosis es asimismo muy variada, y existe prácticamente el mismo número de distribuciones leptocúrticas que platicúrticas. Sus distribuciones no se ajustan a la normal. Por otro lado, se observan marcadas diferencias en el reconocimiento de síntomas específicos y patología en general por parte del propio trabajador interesado Œdebido ello en parte a la propia frecuencia de ocurrencia de estos diversos síntomas y patologías en el mundo laboral, y atribuible también quizás a diferentes grados de distorsión motivacional en lo relativo a la aceptación de ciertas alteraciones psicológicas como alteraciones propiasŒ6. Así, los histogramas más positivamente asimétricos corresponden, fuera de los citados para accidentes laborales, a síntomas tales como depresión, miedo, dificultad de concentración, y consumo de tabaco y alcohol Œen todas estas variables el histograma presenta una elevada frecuencia de respuestas válidas igual a ceroŒ. Otros histogramas son igualmente asimétricos positivos, pero presentan sin embargo un escalonamiento de valores mucho más gradual que en los casos anteriores: se trata de las distribuciones para aquellos síntomas que quizás se encuentren menos estigmatizados socialmente, tales como síntomas de irritabilidad, efectos del trabajo sobre el sueño, y cansancio muscular o apatía.

Escala de ayuda profesional (2 ítems).ŠEn ambos ítems se ha utilizado el rango completo de la escala de medidas (Tabla 15). Medias muy bajas, por debajo todas ellas del medio punto; y valores de dispersión homogéneos, en torno a una desviación típica. Sus distribuciones son marcadamente asimétricas positivas, y leptocúrticas Œmayormente por la elevada frecuencia de respuestas válidas igual a cero (ayuda profesional inexistente)Œ.

Variables de control y de experiencia laboral

Variables de control de las condiciones básicas (8 ítems).ŠFrecuencia de respuesta válida casi del 100% de la muestra, y rango completo de valores (amplitud = 7-0). Medias muy diversas, comprendidas entre 1,2 y 4,5 puntos, siendo las menores las correspondientes a problemas personales, y las mayores las correspondientes a identificación con el trabajo actual, y ajuste entre habilidades propias y exigencias del puesto de trabajo (Tabla 16). Varianzas homogéneas y elevadas, situándose entre 1,6 y 1,9 desviaciones típicas. Asimetrías de ambos signos, siendo más marcadas las asimetrías positivas Œrelativas a los diferentes problemas personales que afectan a la salud y al desempeñoŒ. La curtosis sin embargo no es muy acentuada Œtodas por debajo de un puntoŒ, predominando las de signo positivo Œsólo son platicúrticas las distribuciones para las variables «ajuste necesidades-recompensas», y «satisfacción con el salario».

Experiencia laboral (2 ítems).ŠLa media de antigüedad en el puesto de trabajo actual resulta inferior en un punto (M = 4,59 años) a la media de antigüedad en la misma actividad laboral (M = 5,61 años). Ambas variables presentan distribuciones asimétricas positivas, y leptocúrticas Œen especial la de la variable «antigüedad en el puesto actual» (curtosis = 11,543) (Tabla 16)Œ.

Factorización

Se recurrió al método de extracción de componentes principales, que es el más resistente cuando se vulnera la normalidad de las distribuciones. Previo a todo, los resultados obtenidos en todas las escalas utilizando la prueba de esfericidad de Bartlett (p = .000), nos permitieron efectuar sin más la factorización de las diferentes escalas. En el presente estudio exploratorio, hemos excluido de la factorización todos aquellos ítems que presentaban una asimetría superior a 1,5 puntos, a efectos de no tener que recurrir a efectuar la transformación de estas variables Œv.g.: transformación de raíz cuadrada–Œ que si bien normalizarían sus distribuciones, ello sería a costa de perderse la interpretación inmediata de sus respectivos pesos factoriales. En el resumen de los resultados de factorización (Tabla 17), se hace constar el porcentaje de la varianza acumulado para los sucesivos componentes extraídos.

Escala de tarea: propiedades cuantitativas (2 ítems). La correlación entre las dos variables de esta escala es moderada7 (rxy = .657) y significativa. Se extrae un único componente factorial con el que se explica el 82,833% de la varianza.

Escala de tarea: aspectos cualitativos (3 ítems).ŠSólo es significativa la correlación que resulta entre variedad y dificultad de tareas (rxy = .401). Se extraen dos componentes factoriales que en su conjunto explican en 80,278% acumulado de la varianza. El primer componente recoge saturaciones altas y positivas para las variables de dificultad y variedad de tareas, y en el segundo componente satura especialmente la claridad de tareas.

Escala social: aspectos cuantitativos (3 ítems).ŠTodas las correlaciones son bajas, aunque resultan significativas. Sólo se extrae un componente factorial Œcon saturaciones altas, positivas y con valores muy próximos para las variables «frecuencia de contactos con jefes» y «frecuencia de contactos con compañeros»Œ, que explica el 47,66% acumulado de la varianza. De forzarse la extracción de un segundo factor, se llegaría a explicar hasta el 76,602% acumulado de la varianza.

Escala social: aspectos cualitativos (11 ítems).ŠExcluidas las cuatro variables con asimetría superior a 1,5 (Tabla 4). Predominan las correlaciones significativas. Se extraen cuatro componentes factoriales que explican el 72,513% acumulado de varianza Œseleccionando únicamente los dos primeros se llegaría a explicar el 49,37% de la varianzaŒ. En el primer componente saturan alto y positivo todas las variables relativas a conflictos Œintensidad, frecuenciaŒ con compañeros, jefes y clientes; y en el segundo componente saturan con valores intermedios las variables de confianza/aprecio percibido de compañeros, jefes y clientes.

Escala de recursos laborales propios (7 ítems).ŠPrácticamente todas las correlaciones de la matriz resultan significativas. Las correlaciones más elevadas de entre todas se producen entre las variables «capacidad personal general» y «habilidad de solución de problemas de trabajo» (rxy = .425); y entre las variables «habilidades sociales con clientes o usuarios» y «habilidades sociales con compañeros» (rxy = .416). Se extraen dos componentes que explican el 49,47% acumulado de varianza. En el primer componente Œque explica el 34,514% de la varianzaŒsaturan todas las variables positivamente, destacando «habilidades sociales con compañeros» y «fortaleza emocional»; y en el segundo componente Œque explica sólo un 14,958% de la varianzaŒ destacan las saturaciones de la variable «habilidad de ponerme en mi sitio para evitar abusos», con saturación media positiva, y la de la variable «capacidad personal general» y «resistencia física» ambas con saturación media negativa.

Escala de atribuciones sociales (6 ítems).Š Excluidas las diez variables con asimetría superior a 1,5 (Tabla 6). Todas las correlaciones de la matriz sin excepción son significativas, destacando las altas correlaciones existentes entre «gravedad de los intentos de anularme por parte de jefes», y «frecuencia de los intentos anularme por parte de jefes» (rxy = .848); entre «distribución injusta de tareas: frecuencia» y «distribución injusta de tareas: gravedad» (rxy = .832), y entre «intentos de aislarme jefes: frecuencia» de «intentos de aislarme jefes: gravedad» (rxy = .802) Œlo que indica que los sujetos de la muestra no diferencian suficientemente entre las dimensiones de frecuencia y gravedad relativas a los mismos contenidosŒ. Se extraen dos componentes factoriales, que explican un 77,07% acumulado de varianza. En el primer componente saturan alto y positivo todas las variables Œque configurarían un componente de hostilidad mayormente de tipo sociopersonalŒ; y en el segundo componente saturan alto y positivo las dos variables relativas a la distribución de trabajo injusta Œque configurarían un componente de hostilidad de tareaŒ.

Escala moduladora del trabajo (16 ítems).Š Las correlaciones de la matriz son mayormente significativas. Son altas las correlaciones entre la frecuencia y eficacia estimadas para las diferentes estrategias de modulación individual Œv.g.: para frecuencia y eficacia de «introducción de cambios contra la monotonía del trabajo» (rxy = .731), de «búsqueda de relación social» (rxy = .759), de «agilizar trámites» (rxy = .788), y de «modulación del ritmo de trabajo» (rxy = .767)Œ. Se extraen seis componentes factoriales que en su conjunto explican el 74,802% acumulado de la varianza Œcon sólo los cuatro primeros componentes se explicaría el 60,22% acumulado de varianzaŒ. En el primer factor saturan alto las variables que regulan la tarea Œv.g.: dosificar trabajo, modular su ritmo, organización del trabajo–Œ; en el segundo componente saturan alto y positivo las estrategias orientadas a reducir el impacto negativo del trato frecuente con clientes Œv.g.: agilizar los trámites con los clientes, asentir (dar la razón) a lo que digan los clientes para evitar conflictosŒ; en el tercer componente se recogen saturaciones altas y negativas respecto a buscar relación social en el trabajo para vencer el aislamiento; y en el cuarto factor saturan las variables de «petición de ayuda a jefes y compañeros ante dificultades del trabajo».

Escala de ajuste: cantidad (5 ítems).ŠLa matriz de correlaciones presenta correlaciones de ambos signos, y significativas en consonancia con los componentes resultantes. Se extraen dos componentes que explican el 58,62% acumulado de varianza. En el primer componente saturan alto y positivo las dos variables de ajuste al trabajo, y en el segundo componente saturan alto y positivo las variables referentes a frecuencia de contactos con jefes y compañeros.

Escala de ajuste: calidad (8 ítems).Š Correlaciones mayormente significativas, de naturaleza positiva Œsalvo algún que otro caso aisladoŒ. Las mayores correlaciones corresponden a los ajustes entre la dificultad de tareas y la variedad de tareas (rxy = .396), y a los ajustes entre la confianza profesional otorgada por jefes y la otorgada por compañeros (rxy = .393). Se extraen dos factores que explican un 46,464% acumulado de varianza. En el primer factor saturan alto y positivo las variables los ajustes relativos a la estimación profesional recibida por el trabajador Œajuste del aprecio y de la confianza profesional otorgada por jefes y compañerosŒ; y en el segundo factor saturan alto y positivo los ajustes relativos a la dificultad y la variedad de tareas.

Escala de ajuste: recursos laborales (7 ítems).ŠTodas las correlaciones resultantes son positivas y significativas. Destacan las correlaciones moderadas entre las variables «ajuste de habilidad personal general» y «ajuste de habilidad de solución de problemas de trabajo» (rxy = .401), y entre las variables «ajuste de la habilidad social con clientes» y «ajuste de la habilidad social con jefes y compañeros» (rxy = .471). Se extrae un único componente factorial que explica por sí mismo el 36,90% de la varianza Œcon un segundo factor se llegaría a explicar hasta el 50,726% de varianzaŒ. En el primer componente destacan las saturaciones positivas de las variables «ajuste de las habilidades sociales con jefes y compañeros», «ajuste de las habilidades sociales con clientes» y «ajuste de la fortaleza emocional».

Escala de BLPS: efectos del trabajo sobre el bienestar psicológico del trabajador, y otras consecuencias laborales (22 ítems).ŠExcluidas las dos variables con asimetría superior a 1,5 (las dos variables correspondientes al absentismo). La matriz de correlaciones presenta mucha variedad en cuanto a signos y valores Œdestacando en especial las correlaciones entre la frecuencia e intensidad estimada para las mismas consecuencias laboralesŒ. Mayormente son significativas. Se extraen seis componentes que explican el 66,79% acumulado de varianza Œcon sólo tres componentes se explicaría ya el 49,49% de varianzaŒ. En el primer componente saturan alto las variables de cansancio físico, mental y emocional Œv.g.: fatiga mental, aislamiento emocional, tensión laboral, fatiga físicaŒ; en el segundo componente presentan saturaciones altas y positivas las variables de satisfacción y actitud positiva hacia el trabajo, y saturan negativo la intención de marcharse de la empresa y la actitud negativa hacia el trabajo; y en el tercer componente saturan positivo las variables de errores, y satura negativo la «autoestima profesional positiva». En los dos siguientes componentes saturarían alto las variables sobre «intención de marcharse de la empresa» con saturaciones positivas medias Œel cuarto componenteŒ, y las variables de «fatiga física» con saturaciones negativas medias Œen el quinto componenteŒ. Por último, en el sexto componente saturan alto positivo principalmente las variables de aislamiento social.

Escala moduladora del trabajador (12 ítems).ŠExcluidas las dos variables con asimetría superior a 1,5 (las dos variables correspondientes al consumo de medicamentos). Matriz de correlaciones de ambos signos, predominando los signos positivos, siendo significativas al 50% de ellas aproximadamente. Se extraen cinco componentes factoriales que explican el 78,408% acumulado de la varianza. En el primer componente saturan alto y positivo las variables de relajación, evasión mental y distracción social; en el segundo componente saturan positivamente las variables de dificultad de olvidarme del trabajo fuera de la jornada, y saturan negativamente las variables de eficacia y frecuencia de desconexión del trabajo; en el tercer componente saturan muy alto y positivo las dos variables de «habilidades de negociación». Por último, en los componentes cuarto y quinto saturan positivo todas las variables de desconexión del trabajo fuera de la jornada laboral, y las dos variables de distracción social ŒrespectivamenteŒ.

Escala de apoyo social (4 ítems). Todas las correlaciones de la matriz son positivas, y resultan significativas Œdestacando las altas correlaciones para los pares de frecuencia y eficacia de apoyo familiar (rxy = .827) y de apoyo de jefes (rxy = .793)Œ. Se extraen dos componentes que explican el 90,544% acumulado de la varianza. En el primer componente saturan con valores medios y positivos todas las variables Œcomponente que explica por sí sólo el 56,318% de la varianzaŒ; y en el segundo componente hay saturaciones de ambos signos, saturando de forma positiva las dos variables de «apoyo de jefes» y saturando de forma negativa las dos variables de «apoyo de familiares».

Escala de SML: daños del trabajo sobre la salud mental del trabajador, y otras consecuencias sobre su salud en general (24 ítems). ŠExcluidas las seis variables con asimetría superior a 1,5 (las dos variables de accidentes laborales, las dos variables de consumo de substancias y las dos variables de enfer-medades físicas). Predominan los signos positivos, y la significatividad en la matriz de correlaciones. Se extraen siete componentes factoriales que explican el 71,08% acumulado de la varianza Œcon sólo cuatro componentes se explicaría el 55,57% de la varianzaŒ. El primer componente explica el 30,99% de la toda la varianza, y recoge saturaciones altas positivas de prácticamente todas las variables, destacando las saturaciones de variables relativas a síntomas de trastornos de ansiedad y del estado de ánimo. El segundo componente Œque explica ya únicamente el 9,42% de la varianzaŒ recoge saturaciones medias positivas relativas a efectos positivos del trabajo sobre la SML Œv.g.: efectos sobre la autoestima positiva, estado de ánimo esti-mulante, y absorción por el trabajo durante la jornadaŒ. En el tercer componente Œque por sí sólo explica el 8,17% de la varianzaŒ saturan muy alto y positivo las dos variables de consumo de tabaco; y en el cuarto componente que explica el 6,98% de la varianza saturan alto y negativo las dos variables relativas a la prolongación subjetiva de la jornada, y saturan con valor medio y positivo las dos variables relativas a sensaciones de miedo relacionadas con el trabajo y las dos variables de consumo de tabaco. En los dos subsiguientes componentes factoriales Œde carácter mucho más residualŒ destacan las saturaciones negativas de la absorción por el trabajo durante la jornada Œen el quinto componenteŒ; y las dos variables de «prolonga-ción subjetiva de la jornada», con valor medio positivo, y las variables de «irritabilida», con valor medio negativo Œen el sexto componenteŒ. El séptimo componente es completamente residual, y apenas explica varianza (Tabla 17).

Por último, valga indicar aquí que las variables de apoyo profesional no se factorizan porque, según comentamos más arriba, estas variables presentan unas asimetrías muy marcadas; y tampoco se factorizan las variables de control y de experiencia laboral porque su inclusión en el modelo y en el propio instrumento de medida no persigue tal fin.

Por razones de espacio no podemos incluir aquí, ni comentar siquiera, las relaciones existentes entre todos los componentes factoriales extraídos para las distintas escalas del modelo; pero si incluiremos no obstante, a título meramente indicativo, las correlaciones resultantes entre el primer componente factorial extraído para las escalas correspondientes a las condiciones de trabajo, condiciones de adaptación y condiciones de ajustes, y el primer componente factorial extraído para la Escala de BLPS y para la Escala de SML, tanto para todas aquellas variables con asimetría inferior a 1,5 puntos (Tabla 18) como para todas las variables del modelo sin excepción (Tabla 19). Como se puede comprobar, las correlaciones resultan estadísticamente significativas en la mayoría de los casos Œexcepto en tres ocasiones: para la Escala social: propiedades cuantitativas, para la Escala de recursos laborales propios, y para la Escala de apoyo social8Œ. Destaca en especial, la alta correlación (.850) entre el primer componente factorial de las dos escalas de experiencia subjetiva ŒBLPS y SMLŒ (Tablas 18-19). Como puede apreciarse no existe prácticamente diferencia entre las correlaciones resultantes bien se incluyan sólo aquellas variables más simétricas, bien se incluya el conjunto total de variables. El signo de las correlaciones es igual para BLPS y para SML porque el primer componente factorial de BLPS se refiere precisamente al cansancio físico, mental y emocional del trabajador. En su conjunto, globalmente, el primer componente factorial de las distintas escalas de las condiciones de trabajo, condiciones de adaptación y condiciones de ajuste, explica el 51,70% de la varianza (análisis de regresión) del primer componente factorial de la Escala de BLPS; y todos los citados componentes Œincluido además el primer componente factorial de la Escala de BLPSŒ explican el 75,70% del primer componente factorial de la Escala de SML Œen la factorización de variables con asimetría inferior a 1,5 puntosŒ.

DISCUSIÓN

En general, la descripción estadística de las variables ofrece unos valores dentro de lo esperado para una población general de trabajadores: medias observadas próximas al valor medio de la escala de medida para las condiciones de naturaleza más externa al trabajador Œcondiciones de trabajo y condiciones de ajusteŒ; y medias más pronunciadas por encima y por debajo del valor medio de la escala según el aspecto de que se trate para las condiciones intrínsecas al trabajador Œcondiciones de adaptación y condiciones de experiencia subjetivaŒ. Las medias con valores inferiores en términos absolutos corresponden a algunos aspectos del acoso laboral y a diversa sintomatología psicopatológica Œvalores que reflejan la tasa de incidencia de estos diferentes hechos y consecuencias en el mundo laboralŒ. Aunque la distribución de las variables no se ajusta a la normal, tan sólo unas pocas variables de entre todas ellas presentan distribuciones marcadamente asimétricas Œjustamente aquellas variables con escasa tasa de incidencia, tales como absentismo o consumo de substancias, según hemos comentadoŒ.

Según se desprende del resumen de los resultados de factorización (Tabla 17), con tan sólo unos pocos componentes por escala Œen el límite, con tan sólo un componente por factor, caso por ejemplo de la Escala de tarea: propiedades cuantitativasŒ nos aproximamos o superamos una explicación de varianza acumulada por encima del 50%. Se extraen un número mayor de componentes para las escalas de BLPS y de SML, y para algunas escalas de modulación individual Œen ambos casos, condiciones intrínsecas al trabajadorŒ.

Aunque no se pretenda aquí efectuar una comparación exhaustiva de este estudio con investigaciones precedentes, si conviene, sin embargo, comparar algunos de nuestros resultados Œaunque sólo sea parcialmenteŒ con los resultados obtenidos por otros autores, a efectos de procurarnos una cierta validez convergente que afiance nuestras conclusiones.

Los datos demográficos de la muestra de Requena (2000)9 son comparables a los nuestros en cuanto a su edad y composición por géneros: la edad media de su muestra es de 37,49 años (Dt = 11,39), y la de la nuestra ha sido de 33,02 años (Dt = 9,423); el porcentaje de varones de su muestra es de 66%, y el de nuestra muestra ha sido de 53,9%; sin embargo, ambas muestras difieren un tanto en cuanto a su antigüedad en la empresa: su muestra tenía una antigüedad media de 9,64 años (Dt = 10,26), y la nuestra ha sido de 4,59 años (Dt = 4,91) Œaquí ha podido jugar su papel la diferencia de tamaños muestrales, puesto que mientras la suya asciende a N = 4.321, la nuestra ha sido de N = 501Œ. Sin embargo, su variabilidad es idéntica, como se desprende de sus respectivos coeficientes de variación: allí CV = 93,9 y aquí CV = 93,4.

De conformidad con una prevalencia general por acoso laboral situada entre el 9% (González de Rivera, 2002) y el 12% (Piñuel y Zabala, 2001) de la población trabajadora, nuestros resultados para algunas de las actuaciones específicas del mobbing han sido los siguientes: frecuencia de intentos de anulación por parte de jefes, 10,2%; frecuencia de asignación de tareas inferiores, 8,4%; e intentos de aislarme socialmente por parte de jefes, 6,2% Œfrecuencias acumuladas para valores ³, según nuestra escala de medidaŒ.

En el estudio transcultural sobre burnout y apoyo social llevado a cabo por Malach et al. (2002), se estudian las funciones del apoyo social Œal contrario de nuestro estudio que considera las fuentes del apoyo social (Tabla 14)Œ, pero existen ciertos paralelismos que permiten establecer una comparación entre ambos. Así, en su muestra USA Œla muestra de población culturalmente más equiparable a nuestro país entre las distintas muestras culturales que empleaŒ, su disponibilidad de apoyo (social) técnico (M = 4,90; Dt = 1,55) podría equivaler a nuestra frecuencia de apoyo de jefes (M = 3,81; Dt = 1,79); y su disponibilidad de apoyo social no técnico Œque comprendería apoyo emocional, escucha, y compartir la realidad social con el interesadoŒ (M = 5,16; Dt = 1,38) podría equivaler a nuestra frecuencia de apoyo familiar (M = 4,41; Dt = 2,13). Sus medias son superiores porque su escala tiene rango 7-1 y nuestra escala tiene rango 7-0; además, su dispersión es más reducida porque su muestra, N = 48, es notoriamente inferior a nuestra muestra, N = 501. Si equiparamos ambas escalas, suprimiendo las respuestas válidas igual a cero de nuestro estudio, entonces nuestros mutuos resultados serían todavía más equivalentes: frecuencia de apoyo de jefes (N = 468; M = 4,07; Dt = 1,52), frecuencia de apoyo familiar (N = 450; M = 4,77; Dt = 1,64). En ambas muestras se verifica, además, que el apoyo técnico (apoyo de jefes) es menos frecuente que el apoyo no técnico (apoyo familiar). Paralelamente, nuestras variables para otro tipo de apoyo social, el apoyo profesional (clínico) presentan ya unas distribuciones notablemente diferentes a las citadas anteriormente (Tabla 15).

Otro estudio con el que podemos comparar nuestros resultados, es el estudio de Burton, Lee y Holtom (2002) sobre absentismo. Al igual que muestran nuestros resultados Œdías de baja por accidente laboral (asimetría = 2,058; curtosis = 4,987)Œ, la distribución de su variable de absentismo Œnúmero de días ausente en los últimos 10 meses, según registros organizacionalesŒ no se ajusta a la normal, y presenta una asimetría y curtosis positivas (asimetría = 1,52; curtosis = 2,48). Su media mensual de absentismo general asciende a 1,52 días mensuales (Dt = 1,39), y se reduce cuando se trata exclusivamente de absentismo por enfermedad (M = 0,51; Dt = 0,51); y nuestra media es de 0,89 días (Dt = 1,28). Las diferencias pueden obedecer tanto al período de tiempo que cubren ambas variables cuanto a la metodología empleada Œellos emplean registros organizacionales objetivos, y nosotros estimaciones subjetivas del propio trabajadorŒ.

En el estudio de Requena (2000) la media de satisfacción con la organización del trabajo es igual a 3,65 Œlo que supone una Z = 0,698 respecto de su media escalar igual a 3 puntosŒ, y nuestros resultados para satisfacción de tarea y para satisfacción con compañeros arrojan una media igual a 4,31 y 4,92 puntos, respectivamente Œlo que supone unas puntuaciones típicas de Z = 0,530 y Z = 0,950 respecto de nuestra media escalar igual a 3,50 puntosŒ. Como se observa, salvando las diferencias conceptuales y de escala de medida, los valores típicos resultan bastante próximos. Paralelamente, en el estudio antes citado las buenas relaciones con compañeros y con directivos alcanzan unos valores medios de 4,16 y de 3,75 puntos, respectivamente Œequivalentes a valores Z = ½1,450½ y Z = ½0,815½ respecto de su media escalar igual a 3 puntosŒ , y nuestros resultados para intensidad de conflictos con compañeros y con jefes tienen una media de 1,34 y de 2,22 puntos, respectivamente Œequivalentes a valores Z = ½1,304½ y Z = ½0,674½, respecto de nuestra media escalar igual a 3,50 puntosŒ. Valores semejantes que presentamos en términos absolutos para neutralizar la dirección de la pregunta: allí, buenas relaciones, y aquí conflictos.

En la Encuesta de Calidad de Vida en el Trabajo también podemos encontrar algunos puntos de contacto con nuestros resultados. Por ejemplo, en la ECVT (2001) los porcentajes para satisfacción con la organización del trabajo son los siguientes: 18,10% muy satisfecho, 52,30% satisfecho, 17,60% indiferente, 7,70% insatisfecho, 2,80% muy satisfecho, y 1,50% ns/nc. El correlato más próximo en nuestro estudio es la satisfacción con las tareas, cuya distribución es muy parecida a la anterior, equiparando ambas escalas de medida: 21,20% para satisfacción moderada o extremadamente alta (valores 6 de nuestra escala), 56,80% para satisfacción ligeramente alta o intermedia (valores 5-4 de nuestra escala), 16,40% para satisfacción ligeramente baja o moderadamente baja (valores 3-2 de nuestra escala), 3% para satisfacción extremadamente baja (valor = 1 de nuestra escala), y 2,60% para valores nulos (valores = 0).

En el trabajo de Harned et al (2002) se presentan medidas de satisfacción con el trabajo, con compañeros y con jefes que podemos utilizar como puntos de referencia para nuestros propios resultados. Allí Œen puntuaciones típicas para salvar la diferencia de escalas de medidaŒ la satisfacción con el trabajo es Z = 0,597, la satisfacción con compañeros es Z = 0,799 y la satisfacción con jefes es Z = 0,505. Respectivamente, en nuestra muestra los valores para satisfacción con tareas Œel correlato más próximo a la satisfacción con el trabajoŒ, con compañeros y con jefes es de Z = 0,530, Z = 0,950 y Z = 0,303.

Según Mack, Rosecan y Frances (2003) el 40% de los trabajadores en EE.UU. utilizan los programas de ayudas al empleado, y de aquéllos el 17% es por motivo de abuso de sustancias, lo que resulta en un 6´80% del total de trabajadores que consumen substancias del total de trabajadores en activo. Semejantemente, en nuestro estudio tenemos un porcentaje de consumo de alcohol y/drogas del 5% para valores de frecuencia de consumo 4 Œvalor intermedioŒ, y del 6,6% para valores de frecuencia de consumo ³3 Œvalor ligeramente bajoŒ.

Los componentes factoriales resultantes dependen obviamente del tipo de muestras que se empleen, pero cuando las escalas son de carácter intrínseco al trabajador (condiciones de tipo interno) estas escalas suelen subdividirse en un mayor número de componentes que las escalas de tipo externo. Así, al igual que sucede con nuestras condiciones de experiencia subjetiva Œlas escalas para BLPS y para SMLŒ y con las escalas de modulación individual, que se subdividen en un mayor número de componentes factoriales, así mismo sucede con los constructos equivalentes de otros autores Œv.g.: la escala de demandas psicológicas del JCQ, Job Content Questionnaire (Karasek et al, 1998) tiende a escindirse en dos factoresŒ.

El Burnout Measure (BM; Pines & Aronson, 1988) tiene 21 ítems y aunque su estructura es unidimensional (Corcoran, 1986; Justice, Gold & Klein, 1981), a veces surgen tres dimensiones diferentes (Enzmann et al, 1998), a saber: desmoralización, agotamiento, y pérdida de motivo. De forma semejante, partiendo de los 21 ítems de nuestra Escala de BLPS: consecuencias laborales obtenemos un primer componente de carácter físicoemocional Œdonde saturan las variables de agotamiento emocional, tensión laboral, fatiga física–Œ, factor que por sí sólo explica el 27,656% de la varianza. El correlato de la dimensión de desmoralización en nuestro propio estudio Œque comprendería variables tales como la intención de marcharse de la empresa, la actitud de trabajo negativa–Œ aparece como segundo componente, que explica por sí mismo el 14,236% de la varianza. En este mismo sentido, y al igual que surge con la factorización de los ítems de la Escala de BLPS: consecuencias laborales, según venimos discutiendo, el modelo de ajuste persona-ambiente (French, Caplan & Harrison, 1982; y Kahn & Boysiete, 1992) también comprende la existencia de unas primeras consecuencias negativas del trabajo sobre el trabajador de carácter físico-emocional, y unas segundas consecuencias de carácter más comportamental, que según la estructura del modelo que nos ocupa se recogerían tanto en subsiguientes componentes factoriales de BLPS, Œv.g.: errores, absentismo–Œ como en componentes factoriales de SML Œv.g.: consumo de tabaco–Œ.

Entre las limitaciones del presente trabajo está el haber trabajado sólo con autoinformes Œaunque las medidas objetivas también presentan sus propias desventajas, decrementando las correlaciones realesŒ. En futuras fases de investigación, habría que refrendar no obstante los datos subjetivos con medidas de carácter más objetivo Œv.g.: por la vía de construcción de índices según la Encuesta de Calidad de Vida en el Trabajo (2001)Œ; y efectuar su comparación con otros instrumentos de medida similares, aunque esto último deberá postponerse a cuando se llegue a una versión definitiva de nuestro instrumento. De cualquier forma, debemos manifestar que el enfoque metodológico individual que se ha seguido aquí, resulta apropiado porque el modelo que nos ocupa se centra como variables de salida en la experiencia subjetiva del trabajador según su BLPS y SML (Frese & Zapf, 1988). Paralelamente, para reducir la marcada discrepancia de algunas variables con respecto a la curva normal, se podrían ensayar diferentes alternativas a la redacción actual de las preguntas según figura en la Encuesta de Calidad de Vida y Salud Laborales Œv.g.: «mis faltas de asistencia al trabajo (absentismo) han sido equivalentes (superiores, inferiores) a las de mis compañerosŒ. Si por lo menos, consiguiéramos para estas variables unas distribuciones más simétricas, ello nos permitiría incorporarlas directamente a los análisis estadísticos (análisis de varianza–) junto con el resto de las variables Œsin necesidad de transformar las puntuaciones directas, por vía de raíz cuadrada o de logaritmo neperiano, vaya por casoŒ. Quizás la construcción de un índice simple de grado Œv.g.: índice de hostilidad en las condiciones de trabajo–Œ que se viene utilizando en esta área de investigación Œv.g. en el trabajo sobre acoso sexual en el trabajo de Harned et al (2002)Œ podría suponer una solución. Por último, también resultaría aconsejable estratificar la población por escalas ocupacionales para obtener datos mucho más generalizables.

Otra limitación metodológica del presente estudio reside en su carácter transversal Œesto es, no longitudinalŒ de la medida, pese a que el modelo que nos ocupa establece una precisa cronología para la actuación y efectos correspondientes a las diferentes condiciones básicas y moduladoras. Es asimismo otro asunto a abordar en el futuro, pero sin embargo al presente valga decir que un estudio longitudinal, aparte de tener sus propios detractores (Frese & Zapf, 1988) supone: (i) serias dificultades para mantener el anonimato de los trabajadores focales, y (ii) pasar de un simple autoinforme a costosos procesos de observación Œalgo que, obviamente, supone un notable incremento de recursos personales, materiales, temporales–, y el realizar este tipo de registros puede reducir, además, el acceso a empresasŒ. Entendemos, por otra parte, que antes de abordar el estudio longitudinal, es preferible disponer de unos resultados más completos y consolidados respecto al modelo en general.

CONCLUSIONES

Los resultados obtenidos en el presente estudio de carácter exploratorio indican que el comportamiento de las variables, tanto en su distribución como en su posterior agrupamiento factorial, es conforme y se ajusta a las hipótesis preliminares planteadas inicialmente. Además, por otra parte, nuestros resultados casan bien y son consistentes con los resultados de investigaciones precedentes, hecho que confiere un mayor respaldo a los datos recogidos de nuestra muestra de sujetos trabajadores. Las correlaciones entre los componentes factoriales resultan significativas en su mayor parte, y la proporción de varianza explicada para los consecuentes subjetivos ŒBLPS y SMLŒes considerable. Todo lo anterior nos pone en disposición de poder afrontar ya, a partir de ahora, el contraste de otras hipótesis de carácter más fuerte derivadas igualmente del modelo, e incluso de someter a contraste la propia estructura del modelo en su conjunto Œestimación de parámetros para un modelo de relaciones estructurales linealesŒ. Un punto importante a desarrollar es precisamente el de los mecanismos de transferencia de efectos desde el BLPS del trabajador a su SML, parte esencial del modelo de componentes comunes para BLPS y SML de Duro (2003).

Obviamente, quedan todavía por resolver ciertos desafíos que nos ha planteado este estudio Œv.g.: variables con distribuciones marcadamente asimétricas, y su agrupamiento con variables con distribuciones más próximas a la curva normalŒ, pero estos asuntos quedan ya aplazados para la investigación futura. Al igual que deberá abordarse en el futuro el diseño de un instrumento de medida de tamaño más proporcionado, y la subsiguiente comprobación de la consistencia interna ŒfiabilidadŒ y validez externa de sus escalas de medida Œa cotejar con la de otros instrumentos de medida preexistentes para estrés, acoso laboral, burnout–Œ.

Agradecimientos: a Vicente Zabaleta por su revisión crítica del primer borrador del protocolo de preguntas, a Alejandro Duro López por su trabajo en la grabación de los datos, y a todos los alumnos de la asignatura de Calidad de Vida Laboral que han participado en este estudio.

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APÉNDICE

TABLA 1. CONDICIONES DE TRABAJO. ESCALA DE TAREA: PROPIEDADES CUANTITATIVAS (2 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 2. CONDICIONES DE TRABAJO. ESCALA DE TAREA: PROPIEDADES CUALITATIVAS (3 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 3. CONDICIONES DE TRABAJO. ESCALA SOCIAL: PROPIEDADES CUANTITATIVAS (3 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 4. CONDICIONES DE TRABAJO. ESCALA SOCIAL: PROPIEDADES CUALITATIVAS (15 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 5. CONDICIONES DE ADAPTACIÓN. ESCALA DE RECURSOS LABORALES (7 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 6. CONDICIONES DE ADAPTACIÓN. ESCALA DE ATRIBUCIONES SOCIALES (16 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 7. CONDICIONES MODULADORAS. ESCALA MODULADORA DE TRABAJO (16 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 8. CONDICIONES DE AJUSTE: CANTIDAD (5 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 9. CONDICIONES DE AJUSTE. ESCALA DE AJUSTE: CALIDAD (8 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 10. CONDICIONES DE AJUSTE: RECURSOS LABORALES (7 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 11. CONDICIONES DE EXPERIENCIA SUBJETIVA. ESCALA DE BLPS: EFECTOS DEL TRABAJO SOBRE EL BIENESTAR PSICOLÓGICO DEL TRABAJADOR, Y OTRAS CONSECUENCIAS LABORALES (24 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 12. CONDICIONES MODULADORAS. ESCALA MODULADORA DEL TRABAJADOR (14 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 13. CONDICIONES MODULADORAS. ESCALA DE APOYO SOCIAL (4 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 14. CONDICIONES DE EXPERIENCIA SUBJETIVA. ESCALA DE SML: DAÑOS DEL TRABAJO SOBRE LA SALUD MENTAL DEL TRABAJADOR, Y OTRAS CONSECUENCIAS SOBRE SU SALUD EN GENERAL (30 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 15. CONDICIONES MODULADORAS. ESCALA DE APOYO PROFESIONAL (2 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 16. CONDICIONES DE CONTROL. VARIABLES DE CONTROL (8 ÍTEMS), Y DE EXPERIENCIA LABORAL (2 ÍTEMS). ESTADÍSTICOS DESCRIPTIVOS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 17. RESUMEN DEL PORCENTAJE DE LA VARIANZA ACUMULADO QUE EXPLICAN LOS COMPONENTES EXTRAÍDOS PARA LAS ESCALAS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 18. CORRELACIONES DE PEARSON ENTRE LAS ESCALAS BLPS Y SML Y LAS RESTANTES ESCALAS

[NO INCLUYE TABLAS]

TABLA 19. CORRELACIONES DE PEARSON ENTRE LAS ESCALAS BLPS Y SML Y LAS RESTANTES ESCALAS

[NO INCLUYE TABLAS]

FIGURA 1.

PATH DIAGRAMA DEL MODELO: SUS CONDICIONES SON LAS VARIABLES ENDÓGENAS (NO OBSERVADAS) Y SUS RESPECTIVAS ESCALAS LAS VARIABLES EXÓGENAS (OBSERVADAS)

[NO INCLUYE GRAFICOS]

RESUMEN

El presente estudio de carácter exploratorio se basa en el modelo conjunto de calidad de vida laboral (CVL) y de psicología social de la salud en el trabajo (PSST) propuesto por Duro (2003) para explicar el bienestar laboral psicológico (BLPS) y la salud mental laboral (SML) del trabajador, en base a sus componentes comunes. Sus objetivos han sido: (i) llenar de contenido Œmicroestructura de variablesŒ la macroestructura formal de condiciones y escalas recogida en su modelo, y (ii) someter a contraste algunas hipótesis iniciales sobre distribución y agrupamiento de variables, y sobre relaciones significativas entre las escalas. Los resultados obtenidos Œcon una muestra de 501 sujetos trabajadores, que contestaron a 166 ítems de un cuestionarioŒ, han puesto de manifiesto que: (i) las variables de las condiciones de trabajo y de las condiciones de ajuste presentan unas distribuciones más simétricas, y sus escalas precisan de un menor número de componentes factoriales para explicar un porcentaje razonable de varianza, que aquellas otras variables y escalas de las condiciones de adaptación y de las condiciones de experiencia subjetiva ŒBLPS y SMLŒ; y (b) existen correlaciones significativas entre los componentes factoriales de las escalas, y en su conjunto el modelo explica una gran parte de la varianza de las escalas BLPS y SML. Además, estos resultados son convergentes con investigaciones previas.

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1 En el protocolo de preguntas sólo se pedía al encuestado que indicara su «sexo», indicándose únicamente: SEXO: ________ , sin que se especificara símbolo alguno que identificara hombre o mujer. De ahí, que haya sido posible que en algunos protocolos en donde el sujeto sólo había contestado «H» y que nosotros interpretamos en todo caso como H = «hombre», en realidad se quisiera significar H = «hembra» por mujer. Esta hipotética confusión habría inflado, por consiguiente, el porcentaje de varones que se registra en esta muestra. En versiones posteriores del protocolo se ha subsanado este error, puntualizándose ya: SEXO: H (hombre) y M (mujer).

2 La letra que acompaña al número de ítem se refiere al contenido de la pregunta: «f» para frecuencia, «i» para intensidad, «a» para valor actual,«d» para valor deseado, y así sucesivamente.

3 En total no se utilizaron 10 ítems en este estudio, que han sido los siguientes números:12d, 17d, 28d, 29d, 31d, 36d, 47d, 70d, 84d y 89d.

4 Los valores = 0 registrados en estos ítems relativos a las condiciones de trabajo pueden obedecer más a una inercia al contestar que a otra cosa. Quizás en algunos sujetos se haya producido la siguiente confusión: 0 = muy poco trabajo; en lugar de 0 = concepto nulo o inexistente que es el sentido recto que este valor tiene en la escala de medida.

5 Dentro de esta escala se incluyen dos ítems sobre «consumo de medicamentos«. Estos mismos ítems bien pudieran haberse incluido en la Escala de Apoyo Profesional. Sin embargo, en un principio, se han incluido en la escala que nos ocupa teniendo en cuenta que el consumo de medicamentos se destina a la reducción de la tensión laboral del trabajador (modulación del trabajador), y dado que en el protocolo de preguntas no se especificaba si las medicinas se tomaban por prescripción médica. Paralelamente, se han incluido en esta escala dos ítems sobre «dificultad de olvidarse del trabajo fuera de la jornada laboral», que bien pudieran ponerse en la Escala de BPLS (efectos del trabajo sobre la atención/pensamiento). No obstante, se han incluido aquí atendiendo a que la citada dificultad surge a resultas de un intento previo deliberado de quitarse el trabajo de la cabeza (modulación del trabajador).

6 Posiblemente, la distorsión motivacional puede haber estado facilitada involuntariamente en nuestro estudio porque las empresas en donde se ha pasado el cuestionario han sido, en general, muy pequeñas, y este hecho junto con el tener que indicar los sujetos de la muestra sus datos de edad, sexo, – puede haber comprometido el anonimato al 100% de los trabajadores participantes.

7 Seguiremos aquí la clasificación de COHEN Y HOLLIDAY (1982) para medir la fuerza de las relaciones: hasta 0,19 relación muy baja; de 0,20 a 0,39 relación baja; de 0,40 a 0,69 relación modesta; de 0,70 a 0,89 relación alta; y superior a 0,90 relación muy alta.

8 Valga añadir aquí que el primer componente factorial de estas escalas sí que tiene relaciones significativas con otros diferentes componentes factoriales de las escalas BLPS y SML v.g.: el primer componente factorial de la Escala de apoyo social tiene correlaciones significativas con el segundo componente factorial de la escala SML (.289 para N = 481), y con el segundo y cuatro componente factorial de la escala BLPS (.365 para N = 484; y .252 para N = 484, respectivamente).

9 Datos procedentes de la Encuesta de Calidad de Vida en el Trabajo (ECTV, 1999), Ministerio del Trabajo y Asuntos Sociales.

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