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FACULTAD DE HUMANIDADES
Carrera de Psicología
ESTRUCTURA INTERNA, VALIDEZ Y
CONFIABILIDAD DEL CUESTIONARIO “CoPsoQ II – Istas 21 – VERSIÓN MEDIA” EN UNA MUESTRA
MULTIOCUPACIONAL
Tesis para optar el Título Profesional de Licenciado en
Psicología
CÉSAR AUGUSTO PORTOCARRERO HUANCA
Asesor:
Sergio Alexis Dominguez Lara
Lima - Perú
2017
1
Resumen
Se analizaron las propiedades psicométricas de cada una de las seis dimensiones del
instrumento CoPsoQ II – Istas 21 en una muestra de 540 trabajadores docentes y
administrativos pertenecientes a una institución educativa de idiomas. Se encontró
evidencia de ajuste factorial para cada una de las dimensiones: Compensaciones (CFI =
.982, RMSEA = .073), Control Sobre el Trabajo (CFI = .973, RMSEA = .065), Capital
Social (CFI = .996, RMSEA = .076), Conflicto Trabajo - Familia (CFI = .985, RMSEA =
.143), Apoyo Social y Liderazgo (CFI = .992, RMSEA = .039) y Exigencias Psicológicas
(CFI = .934, RMSEA = .069). Además, se encontró evidencia de confiabilidad de
puntuaciones compuestas, sin embargo, no se pudo concluir la confiabilidad de las
puntuaciones directas para cada uno de los factores que conforman las seis grandes
dimensiones del modelo. Finalmente, se encontraron evidencias parciales de validez
interna convergente y discriminante en las sub – dimensiones del modelo.
Palabras clave: CoPsoQ, Riesgos psicosociales, AFC, Omega, Consistencia interna,
Multiocupacional, Salud ocupacional.
Abstract
The psychometric properties of each of the six dimensions of the CoPsoQ II - Istas 21
instruments were analyzed in a sample of 540 administrative and teaching workers
belonging to a language education institution. Evidence of factorial adjustment for each
of the dimensions was found: Compensations (CFI = .982, RMSEA = .073), Work
Control (CFI = .973, RMSEA = .065), Social Capital (CFI = .996, RMSEA = .076), Work –
Family Conflict (CFI = .985, RMSEA = .143), Social Support and Leadership (CFI = .992,
RMSEA = .039) and Psychological Requirements (CFI = .934, RMSEA = .069). In
addition, evidence of reliability of composite scores was found, however, it was not
possible to conclude the reliability of the direct scores for each of the factors that make
up the six major dimensions of the model. Finally, partial evidences of convergent and
discriminant internal validity were found for the sub – dimensions of the model.
Key words: CoPsoQ, Psychosocial risks, AFC, Omega, Internal consistency, Multi-
occupational, Occupational health.
2
Introducción
El trabajo es un pilar fundamental de la experiencia humana, constituye el
ingreso económico necesario para la supervivencia material, el desarrollo social y
profesional de las personas (Blanch, Sahagún & Cervantes, 2010). Este es considerado
culturalmente imprescindible, ya que se espera que los individuos ofrezcan algún aporte
a la consecución de los objetivos de la comunidad (Charria, Sarsosa & Arenas, 2011).
Desde un punto de vista psicosocial, el trabajo expone al individuo a la
interacción con otros, satisface las necesidades pertenencia y generar un sentimiento de
satisfacción personal (Charria et al., 2011). Sin embargo, las características
psicosociales del trabajo pueden tener influencia en la dirección del desarrollo del
individuo, funcionando como un factor de crecimiento o constituyéndose como una
influencia potencialmente negativa (Burgos, 2011).
Así, las condiciones en las cuales se ejecuta el trabajo son un fuerte predictor de
la evaluación de la calidad de vida en general. Blanch, Sahagún y Cervantes (2010)
explican que la evidencia científica circundante al tema sugiere que las características
del ambiente laboral tienen una fuerte incidencia sobre la calidad del trabajo, el
bienestar, la salud, la seguridad, la motivación, el compromiso, la satisfacción, el
rendimiento laboral, las patologías profesionales, la eficacia, la eficiencia, la aparición de
conflictos, el absentismo, el presentismo, la rotación, el abandono, la accidentabilidad y
las enfermedades laborales.
Actualmente, el mundo empresarial ha asumido progresivamente el ideal de
competencia, siendo influenciado por coyunturas tales como la revolución de la internet,
la innovación tecnológica, la internacionalización de los mercados y la cambiante
demanda (Peiró, 2004). Estas nuevas exigencias empresariales han repercutido en las
condiciones a las cuales se ven expuestos los trabajadores. Los trabajos de alta
especialización han dejado de lado al trabajo físico, exigiendo un mayor desgaste
mental, estructuras organizacionales más horizontales y flexibles, el uso de plataformas
virtuales para el trabajo, la tercerización de servicios, entre otros factores que exponen
al trabajador a niveles de exigencia diferenciados para cada realidad (Peiró &
Rodriguez, 2008).
Para Bakker y Demerouti (2013), el estrés laboral es originado a partir de las
relaciones que surgen entre las demandas laborales de la tarea realizada y el nivel de
control que el individuo pueda ejercer sobre ellas. Esta definición se remonta al modelo
3
de demanda - control propuesto por Karasek, Baker, Marxer, Ahlbom y Theorell (1981),
en cual control hace referencia a la autonomía y posibilidades de desarrollo en el
entorno laboral, mientras que la demanda explica la cantidad de trabajo en relación al
tiempo disponible para su ejecución. Más tarde, Johnson y Hall (1988) agregan una
nueva dimensión al modelo, considerando el apoyo social como un factor de protección
ante las otras dos dimensiones.
Años después, Siegrist (1996), explica el estrés laboral como la amenaza de
perdida de las condiciones esenciales del individuo, como el trabajo o la salud. Este
modelo fue denominado esfuerzo – recompensa, colocando como principal premisa que
el estrés es generado ante el nivel de predicción o control que el individuo tiene sobre su
propio futuro.
En resumen, el riesgo psicosocial laboral se define como la interacción de las
variables organizacionales, ambientales y del trabajo con las capacidades, cultura y
necesidades del trabajador, generando una experiencia subjetiva que influencia positiva
o negativa en el desempeño y la salud del mismo (Almentero, Padilla, & Castaño, 2003).
Cada año se registran un aproximado de 160 millones de lesiones y
enfermedades laborales, así como 1.1 millones de muertes relacionadas a condiciones
laborales inseguras alrededor del mundo (Aranda & Pando, 2007). La pérdida de
personal capacitado debido a accidentes laborales tiene una repercusión promedio del
4% del producto bruto interno (OIT, 2003).
En el Perú, se vienen aplicando regímenes especializados para la seguridad de
trabajadores de construcción desde 1983. Sin embargo, la primera ley que norma las
condiciones de seguridad en el trabajo (Ley 29783) fue promulgada en el 2011,
aprobándose su reglamento de ley en el 2012 y siendo modificada en el 2014 (El
peruano, 2014).
La legislación relacionada a la seguridad y salud en el trabajado ha permitido
que el empresariado tome un control paulatino sobre los riesgos físicos, higiénicos y
mecánicos. Sin embargo, por su naturaleza, la medición de riesgos psicosociales tiene
una mayor dificultad, requiriendo el desarrollo de nuevas metodologías (Artazcoz &
Molinero, 2004).
Se sugiere que la instrumentación psicológica construida para la evaluación de
riesgos psicosociales supere criterios de calidad como la fundamentación en
4
investigación previa y criterios mínimos de validez y confiabilidad (Meliá, 2010).
Además, se considera importante el ajuste de los instrumentos a cada organización y
sector ocupacional (Rodríguez, González & Carbonen, 2007).
Según Charria et al., (2011), existe una gran variedad de instrumentos
orientados a la medición de riesgos psicosociales en el trabajo. Entre los más utilizados
en Latinoamérica, es posible encontrar al Cuestionario de Condiciones de Trabajo
(CCT) (Blanch, Shagún & Cervantes, 2010), al Bocanument (Bocanument & Berjant,
1993) y el Cuestionario Psicosocial de Copenhague (CoPsoQ – Istas 21), adaptado por
Moncada et al. (2014).
El cuestionario de origen danés CoPsoQ – Istas 21 es el más recomendado
debido a su alineación con la legislatura preventiva congruente con las necesidades de
capacitación en seguridad de la ley 29783 (El Peruano, 2014). Se encuentra dividido en
tres versiones distintas dependiendo del tamaño de la organización y la finalidad de la
evaluación, ofreciendo una visión amplia en relación a las variables psicosociales y su
posible intervención.
No obstante, el uso del cuestionario CoPsoQ II – Istas 21 en la investigación
peruana no se ajusta a los criterios de calidad expuestos anteriormente, al no existir
evidencia publicada de su validez, confiabilidad o ajuste en empresas nacionales. No
obstante, se viene haciendo uso de la versión validada en España (Moncada et al.,
2014) en el contexto peruano para suplir la demanda de un instrumento de evaluación
eficaz (Gamero, 2013; Mollo, 2015; Tito, 2013), lo que tendría serias repercusiones en la
valoración de los riesgos psicosociales en los grupos evaluados.
Según el manual de CoPsoQ II – Istas 21, el riesgo psicosocial tiene una doble
vertiente, cuantitativa y de tarea. El punto de vista cuantitativo hace referencia a la
consecución de objetivos cuantificables en un periodo de tiempo establecido, mientras
que el de tarea se diferencia en relación a la subordinación y al contacto con personas,
estableciendo exigencias psicológicas de tipo emocional (Moncada et al., 2014).
Este instrumento evalúa 20 sub-dimensiones psicosociales presentes en el
trabajo, encontrándose correlaciones entre puntuaciones altas en las mismas y la
aparición de problemas cardiovasculares, trastornos de ansiedad, burnout, boreout,
ausentismo, accidentes laborales y baja productividad (Alvarado et al., 2012).
5
Las 20 sub-dimensiones psicosociales abordadas por el CoPsoQ II – Istas 21
describen las exigencias cuantitativas, ritmo de trabajo, exigencias emocionales,
exigencia a esconder emociones, doble presencia, influencia, posibilidades de
desarrollo, sentido del trabajo, apoyo social de los compañeros, apoyo social de los
superiores, calidad del liderazgo, sentimiento de grupo, previsibilidad, claridad de rol,
conflicto de rol, reconocimiento, inseguridad sobre el empleo, inseguridad sobre las
condiciones de trabajo, justicia y confianza vertical percibidas en el ambiente de trabajo
(Moncada et al., 2014).
Estas sub-dimensiones se encuentran agrupadas en seis grandes dimensiones
que facilitan el análisis del constructo de riesgo psicosocial, estas son: Exigencias
psicológicas, Conflicto trabajo - familia, Control sobre el Trabajo, Apoyo Social y Calidad
del Liderazgo, Compensaciones del Trabajo y Capital Social (Moncada et al., 2014).
La dimensión de Exigencias Psicológicas se vincula con las demandas
cognitivas y emocionales requeridas para el desarrollo de la tarea (Pérez & Nogareda,
2012). Las sub dimensiones comprendidas en este factor son: Exigencias psicológicas
cuantitativas, ritmo de trabajo, exigencia emocional y esconder emociones (Moncada et
al., 2014).
Se entiende por exigencias psicológicas cuantitativas a todas aquellas derivadas
de la cantidad de trabajo asignado al trabajador. Se considera que son altas cuando se
tiene más trabajo del que podemos realizar en el tiempo asignado. Existe una relación
estrecha con el ritmo de trabajo, la distribución de trabajo entre el personal disponible y
la pobre planificación. Las empresas que presentan una alta exigencia percibida en esta
dimensión tienden a tener falta de personal, incorrecta medición de tiempos,
inadecuación tecnológica, falta de materiales o reprocesos (Moncada, 2014).
El ritmo de trabajo se asocia con la intensidad de la jornada laboral, altamente
correlacionada con la cantidad exigida y el tiempo para ello. Se comparte una cercana
relación con exigencias cuantitativas, comúnmente encontrando su origen en el mismo
fenómeno, aunque el ritmo de trabajo puede verse afectado por coyunturas pasajeras
(cambios en la planilla, presión por parte de los clientes o averías en los equipos de
trabajo) (Moncada et al., 2014).
La exigencia emocional implica no involucrarse sentimentalmente en la situación
de otros, por lo que deriva directamente de la interacción interpersonal implicada en el
trabajo. Se encuentra especialmente en ocupaciones de servicio a personas en
6
necesidad o que necesitan integrar un cambio en la vida de otros (Ej. Médicos,
enfermeras, psicólogos, abogados.). Sin embargo, las exigencias emocionales se
encuentran profundamente ligadas a tareas que no pueden ser obviadas o eliminadas,
por lo que el trabajador expuesto debe adquirir habilidades para sobrellevar la situación
o reducir la frecuencia y la intensidad de exposición a la tarea (Moncada et al., 2014).
Exigencia de esconder emociones está definida como aparentar neutralidad sin
importar el comportamiento de la persona con la que interactúas. Se observa en mayor
medida en ocupaciones cuya principal tarea se encuentra ligada a la prestación de
servicios. Además, la exigencia de esconder emociones puede presentarse con los
superiores, compañeros de trabajo o proveedores de la empresa o de empresas ajenas
a la misma. Como en la exigencia emocional, las tareas relacionadas a la necesidad de
esconder emociones no pueden ser eliminadas, por lo que el trabajador afectado debe
desarrollar habilidades de afrontamiento, disminuir la exposición o gestionar cambios en
las políticas deficientes que provoquen malentendidos con clientes, proveedores o
trabajadores (Moncada et al., 2014).
La dimensión Conflicto Trabajo – Familia explica la necesidad de atender
actividades de igual importancia en el entorno laboral como familiar al mismo tiempo,
exponiendo al individuo a decidir descuidar uno de los dos (Moncada et al., 2014). Se
encuentra compuesto por una sub - dimensión: Doble Presencia (Moncada et al., 2014).
Se define a la doble presencia como exigencias que aparecen al mismo tiempo y
son de la misma importancia en el ámbito laboral y en el ámbito doméstico-familiar. Se
considera que alcanzan niveles elevados cuando los requerimientos del trabajo terminan
por interferir con los requerimientos familiares (Moncada et al., 2014).
La dimensión Control Sobre el Trabajo se relaciona con las condiciones de
trabajo que posibilitan la gestión y toma de decisiones del trabajador sobre variables
como cronogramas, procedimientos u organización (Pérez & Nogareda, 2012). Se
encuentra compuesto por las dimensiones: Influencia, posibilidades de desarrollo y
sentido de trabajo.
Se explica a la influencia como el margen de facultades que tiene el trabajador
sobre su trabajo en general, específicamente en las tareas que lleva a cabo o en la
manera en que las realiza. Se refiere a la participación del trabajador en las decisiones
referentes a la manera en la que realiza sus actividades cotidianas, en las políticas que
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fomentan su autonomía y en la apertura que se le ofrece para expresar sus opiniones
(Moncada et al., 2014).
Las posibilidades de desarrollo son las oportunidades que se encuentran en la
realización del trabajo para incrementar los conocimientos, habilidades y experiencia del
trabajador en aras de desarrollar nuevas competencias y alcanzar logros. Se relaciona
con la complejidad y diversidad de la ocupación, considerándose al trabajo monótono y
repetitivo como el desencadenante de este riesgo (Moncada et al., 2014).
El sentido del trabajo se orienta a evaluar el vínculo del trabajo con otros valores
fuera del económico, ya sea por su utilidad, e aprendizaje que produce o el impacto
social del mismo. Este vínculo ayudaría a superar de manera positiva las exigencias del
mismo (Moncada et al., 2014).
La dimensión de Apoyo Social y Calidad de Liderazgo permite determinar la
calidad de las relaciones establecidas con superiores y pares en el ambiente de trabajo
(Pérez & Nogareda, 2012). Se encuentra compuesto por las dimensiones: Apoyo social
de compañeros, Calidad del Liderazgo, Sentimiento de Grupo, previsibilidad, claridad de
rol y conflicto de rol (Moncada et al., 2014).
El apoyo social de los compañeros está conceptualizado como la predisposición
a la cooperación por parte de las personas con las que se realiza la tarea. Se observa
en ambientes de competitividad frente a una misma tarea (Ej. Vendedores de autos o
salarios basados en ventas dentro de un mismo local). Por otra parte, el apoyo social de
los superiores se refiere a las políticas y procedimientos que fomentan al superior como
una figura de desarrollo al grupo que gestiona (Moncada et al., 2014).
Calidad del liderazgo hace alusión a la gestión de equipos realizada por los jefes
inmediatos. Se le relaciona a las políticas y procedimientos de gestión del talento,
capacitación y empoderamiento (Moncada et al., 2014).
En cuanto al sentimiento de grupo, se entiende como el sentimiento de
pertenencia al colectivo humano de la organización, se utiliza como indicador de calidad
de relaciones laborales y se le relaciona con el apoyo social percibido (Moncada et al.,
2014).
Se entiende como previsibilidad a la disposición de información suficiente para
adecuarse a los cambios laborales con anticipación, minimizando el impacto del mismo.
8
La falta de previsibilidad indica fallas en la difusión de información relevante,
comunicación poco relevante al empleo o falta de formación (Moncada et al., 2014).
Se conoce a la claridad del rol como el conocimiento específico de las tareas, así
como en recursos, autonomía, responsabilidades y objetivos relacionados, se le
relaciona con una buena definición y difusión de puestos de trabajo (Moncada et al.,
2014).
El conflicto de rol es aquel dónde exigencias causan conflictos profesionales o
éticos, exponiendo al trabajador a tareas con las que puede no estar de acuerdo o
cuando estas van en contra de sus principios (Moncada et al., 2014).
La dimensión de Compensaciones del trabajo evalúa la retribución monetaria y
emocional obtenida de manera suficiente o insuficiente a cambio del trabajo realizado.
Se encuentra compuesta por las dimensiones: Reconocimiento e inseguridad sobre el
empleo (Moncada et al., 2014).
El reconocimiento se conceptualiza como el trato ofrecido por la dirección en
retribución al trabajo del individuo, dándole valor, respeto y un trato justo. Se relaciona
con políticas de participación, con la arbitrariedad, las promociones, horarios, pagos y
tareas (Moncada et al., 2014).
La inseguridad sobre el empleo es la preocupación por la continuidad laboral del
trabajador, estando relacionada a la estabilidad del empleo y a las características del
mercado laboral. Se percibe de diferente manera según el perfil y las responsabilidades
del trabajador. Por otra parte, la inseguridad sobre las condiciones de trabajo se define
como la preocupación en relación a cambios en las condiciones laborales, como los
horarios, las tareas o el ambiente (Moncada et al., 2014).
La dimensión de Capital Social determina la buena fe depositada en las
relaciones del trabajador con las empresas, sus superiores y sus pares. Se encuentra
compuesto por las dimensiones de: Confianza y Justicia (Moncada et al., 2014).
La confianza es la certeza de la competencia y el buen actuar de los
trabajadores y directivos de la organización. En situaciones donde el poder se distribuye
de manera desigual, la confianza implicaría que la persona con mayor poder no lo usará
para fines faltos a la ética. Se relaciona con la opinión favorable con respecto a los
directivos, la información confiable y la libre expresión (Moncada et al., 2014).
9
Finalmente, la justicia se entiende como la equidad con la que los trabajadores
son tratados, tiene que ver con la posibilidad de cuestionamiento, la razonabilidad y la
ética, evitando la arbitrariedad (Moncada et al., 2014).
En sus inicios, el Copenhagen Psychosocial Questionnare (COPSOQ) fue
desarrollo por Kristensen et al. (2005) como un instrumento para medir riesgos
psicosociales en el trabajo, siendo su propósito principal facilitar la investigación,
evaluación e intervención en centros de trabajo. Para la validación de su instrumento,
contaron con una muestra de 1858 colaboradores daneses de entre 20 y 59 años,
siendo 49% de estas mujeres. La data obtenida fue analizada haciendo uso de análisis
factorial exploratorio, consistencia interna y patrones de respuesta.
Ese mismo año, Moncada et al. (2005) baremaron el cuestionario danés en
realidad laboral, cultural y lingüística de España, buscando elaborar puntos de corte
para dar valores cualitativos a los rangos de puntuación arrojados por el instrumento.
Usaron una muestra de 7612 trabajadores se logró disponer distribuciones de referencia
representativas para trabajadores asalariados españoles en las 21 dimensiones del
método, generando la base necesaria para el uso del instrumento en diagnósticos de
riesgos psicosociales en español. Sin embargo, no se reporta el análisis factorial
exploratorio necesario para determinar la congruencia de la estructura factorial con el
modelo original.
En Chile, Burgos (2011) verificó si el modelo adaptado en España por Moncada
et al. (2005) se ajustaba a la realidad chilena en una muestra de 1557 trabajadores, se
observó una consistencia interna aceptable (α > .70), para cuatro de los cinco grupos de
dimensiones agrupadas: Exigencias psicológicas (α = .86), Trabajo activo y desarrollo
de habilidades (α = .86), Apoyo social y Calidad del Liderazgo (α = .92),
Compensaciones (α = .84), Exigencias psicológicas (α = .64). La validación del modelo
se realizó mediante un AFC para cada una de las dimensiones agrupadas que
demostraron tener una consistencia interna aceptable, arrojando los siguientes
indicadores de bondad de ajuste: Exigencias Psicológicas (RMSEA= .066; CFI = .93;
GFI = .97), Trabajo Activo y Desarrollo de Habilidades (RMSEA= .065; CFI = .90; GFI =
.96), Apoyo social en la empresa y calidad del liderazgo (RMSEA= .061; CFI = .94; GFI
= .97), Compensaciones (RMSEA = .07; CFI = .94; GFI = .98). Se concluyó que la
población trabajadora chilena podría ser evaluada mediante cuatro de las cinco
dimensiones agrupadas.
10
Alvarado et al. (2012) realizó un nuevo estudio de validación en Chile en una
muestra de 1557 trabajadores, en el cual se realizó un AFE mediante componentes
principales y rotación equamax. La dimensión “Trabajo activo y desarrollo de
habilidades” extrajo 6 factores que explican 55,6% de la varianza. La dimensión
“Exigencias psicológicas” demostró estar compuesta por 5 factores, que explicarían un
58.31% de la varianza. El análisis de la dimensión “Apoyo social en la empresa y calidad
de liderazgo” obtuvo 6 factores con un 67% de varianza explicada. La dimensión
“Compensaciones” mostró una varianza explicada de 60,09%. Finalmente, la dimensión
“Conflicto Trabajo - Familia” explicó el 75.36% de la varianza. El análisis de consistencia
dio resultados satisfactorios. Además, se reportaron los siguientes puntajes en cuanto a
la consistencia interna: Exigencias Psicológicas (α = .857), Trabajo activo y desarrollo
de habilidades (α = .859), Apoyo social en la empresa y calidad del liderazgo (α = .915),
Compensaciones (α = .829) y Conflicto Trabajo - Familia (α = .644). No obstante, el
estudio carece del reporte de las cargas factoriales obtenidas por cada uno de los ítems.
Moncada et al. (2014) valida una segunda versión del cuestionario danés en la
realidad laboral, cultural y lingüística de España, buscando presentar evidencia de su
validez y confiabilidad en la práctica psicométrica. En una muestra de 5110 trabajadores
se logró identificar que todas las dimensiones presentaban un nivel de confiabilidad
aceptable, luego de un análisis factorial haciendo uso de rotación Oblimin y máxima
verosimilitud para cada una de las dimensiones, se eliminó un ítem de la dimensión
reconocimiento, apoyo social de superiores y confianza por no demostrar la carga
factorial esperada. Además, para los ítems de inseguridad se observaron dimensiones
cargadas en diferentes factores, por lo que fue dividida en dos: Inseguridad en el
empleo e inseguridad en las condiciones laborales, concluyendo que el instrumento se
encuentra apto para su uso en la práctica de medición de riesgos psicosociales. A pesar
de ello, no se reportan las cargas factoriales obtenidas para cada uno de los 6 análisis
realizados.
Finalmente, Zelaschi et al. (2015) trabajaron la adaptación cultural argentina y
validación del instrumento adaptado por Moncada (Moncada et al., 2005). Se realizó un
estudio cualitativo donde se llevaron a cabo 18 entrevistas a profundidad donde se
aplicó el instrumento. Lograron ser identificados tres puntos de mejora, vinculados al
poco ajuste del cuestionario a actividades rurales o solitarias, expresiones utilizadas
difíciles de entender y al fraseo del cuestionario.
11
Para justificar el presente estudio, se han considerado las aristas en las que los
riesgos psicosociales afectan a otras variables en el entorno empresarial. La inversión
en investigación de riesgos psicosociales responde a la prevención de sus efectos
negativos en otras variables organizacionales, buscando mitigar pérdidas económicas y
reputacionales ocasionadas por estos, asegurando la continuidad de las operaciones de
la organización. Se relaciona a los riesgos psicosociales con variables como la
retroalimentación laboral, indicando que, en entornos de mayor riesgo, la calidad de la
retroalimentación se ve empobrecida (Mollo, 2015). La retroalimentación laboral positiva
ha sido a su vez correlacionada con el desempeño de equipos de alto rendimiento
(Mollo, 2015).
Además, la prevalencia de riesgos psicosociales resultaría perjudicial tanto para
la satisfacción como el clima laboral, habiéndose presentado evidencia de la relación
inversa entre estas variables (Cantonnet et al., 2011). La investigación acumulada con
respecto a la satisfacción y el clima laboral sugiere que se encuentran correlacionadas
con el desempeño, la deserción y el engagement de los trabajadores (Granda, 2006).
Por otra parte, se ha encontrado que los riesgos psicosociales serían fuertes
predictores del mobbing en las organizaciones (Meseguer et al., 2007). Estudios
circundantes al tema explican que el mobbing tiene influencia en el desarrollo de
enfermedades laborales tales como el burnout o el estrés (Gonzáles, Tejero & Delgado,
2012).
Finalmente, el análisis de riesgos psicosociales sirve para identificar malas
prácticas en la administración de los recursos de la organización, permitiendo la
retroalimentación de los trabajadores en aras de la mejora de los procesos de la
institución (Cladellas, 2008).
Aunque el uso del CoPsoQ – Istas 21 se encuentra generalizado entre
consultoras, empresas extractivas y de hidrocarburos, no existen estudios psicométricos
del instrumento en población peruana. De esta manera, el presente estudio pretende
determinar el ajuste de la estructura interna del instrumento, brindar evidencias de
validez interna convergente y discriminante y brindar evidencia de confiabilidad de
puntuaciones directas y compuestas para el instrumento CoPsoQ – Istas 21 en
población peruana trabajadora.
12
Método Tipo y diseño de investigación
La presente investigación es tipo instrumental puesto que está encaminada al
estudio de las propiedades psicométricas de una prueba. En cuanto a su diseño, es
cuantitativa natural puesto que recoge datos de una muestra tal y como se desarrolla en
su cotidianidad y descriptiva transversal puesto que se limita a caracterizar los datos de
un momento único en el tiempo (León & Montero, 2007).
Participantes
La población del estudio considera a trabajadores de una institución educativa
privada de idiomas con operaciones en la ciudad de Lima, Perú. En ella laboran
personas mayores de 18 años categorizados como docentes o administrativos. En
ambos grupos, se encuentran ambos sexos, así como diversas jornadas laborales y
años de servicio.
La muestra fue seleccionada a partir de un muestreo no probabilístico de tipo
intencional (Sánchez & Reyes, 2008), incluyendo a todos los trabajadores
independientemente de su sexo, edad, tipo de trabajo, años de servicio o tipo de
jornada. En total, se contó con 540 participantes, los cuales se vieron distribuidos según
las características demográficas observadas en la tabla 1.
13
Tabla 1. Distribución de participantes por variables demográficas Variable demográfica f f%
Sexo Hombre 230 42.7% Mujer 310 57.3%
Edad Menos de 31 años 190 35.3% 31 a 45 años 247 45.7% Más de 45 años 103 19.0%
Tipo de trabajador Administrativo 336 62.4% Docente 204 37.6%
Tiempo de servicio Menos de 1 mes 26 4.7% 1 - 6 meses 57 1.5% 6 - 24 meses 101 18.8% 24 - 60 meses 132 24.4% 60 - 120 meses 92 16.9% Más de 120 meses 132 24.4%
Tipo de jornada Jornada partida 253 47.1% Turno tarde 117 21.6% Turno mañana 113 2.9% Turno rotativo 46 8.4% Turno fijo noche 11 1.9%
Instrumentos de investigación
El cuestionario de riesgos psicosociales CoPsoQ II – Istas 21 – Versión Media,
validado por Moncada (Moncada et al., 2014), se encuentra compuesto por 69 ítems
politómicos de cuatro opciones de respuesta de frecuencia (Siempre, Muchas Veces,
Solo Alguna vez y Nunca) y de intensidad (En Gran Medida, En Buena Medida, En
Alguna Medida, En Ninguna Medida) para las dimensiones psicosociales. Además, se
incluyen 5 ítems para las variables de control (Sexo, edad, tipo de trabajador, tiempo de
servicio, tipo de jornada).
El modelo de riesgos psicosociales propuesto por el instrumento CoPsoQ – Istas
21 se encuentra compuesto por seis dimensiones conformadas por veinte sub-
dimensiones de tres o cuatro ítems cada una:
14
1. Exigencias Psicológicas
a. Exigencias cuantitativas.
b. Ritmo de trabajo.
c. Exigencias emocionales.
d. Exigencia de esconder emociones.
2. Conflicto Trabajo – Familia.
a. Doble presencia.
3. Control sobre el trabajo.
a. Influencia.
b. Posibilidades de desarrollo.
c. Sentido del trabajo.
4. Apoyo social y calidad del liderazgo.
a. Apoyo social de compañeros.
b. Apoyo social de superiores.
c. Calidad del liderazgo.
d. Sentimiento de grupo.
e. Previsibilidad.
f. Claridad de rol.
g. Conflicto de rol.
5. Compensaciones del trabajo.
a. Reconocimiento.
b. Inseguridad sobre el empleo.
c. Inseguridad sobre las condiciones de trabajo.
6. Capital social.
a. Justicia
b. Confianza vertical.
Procedimiento
Para la evaluación de las propiedades psicométricas del cuestionario CoPsoQ –
Istas 21, se utilizaron los datos resultantes de una evaluación de riesgos psicosociales
en una empresa educativa de idiomas. Los trabajadores respondieron el cuestionario
con la autorización de sus superiores y durante su jornada laboral.
Luego de la recolección, codificación y revisión de los datos, se efectuó un
análisis exploratorio descriptivo de la media, desviación estándar, asimetría y curtosis de
15
cada uno de los ítems pertenecientes al estudio con el fin de determinar el cumplimiento
de los supuestos estadísticos.
Cabe resaltar que los instrumentos aplicados se hicieron de manera totalmente
anónima, respetando a aquellas personas que se negaron a responder alguno de los
ítems por temor a ser identificados. Además, la empresa encargada del estudio de
variables psicosociales aceptó proporcionar los datos para su uso en fines científicos.
Tras comprobar los supuestos necesarios para el análisis y partiendo de la
premisa de no modificación del instrumento sugerida por el autor, se prosiguió realizar el
análisis factorial confirmatorio, buscando restringir el análisis a la estructura interna de la
metodología actualmente utilizada. Se utilizó el software EQS, diagramando modelos
idénticos al propuesto el CopsoQ II – Istas 21 mediante la metodología SEM (Structural
Equation Modeling). El método de estimación utilizado es el de máxima verosimilitud ya
que existe evidencia de ser un método adecuado aun cuando no se cumple el supuesto
de normalidad multivariante (Beaducel & Herzberg, 2006).
Para evaluar el ajuste, se ha considerado que los valores RMSEA menores a .05
supondrán un buen ajuste, entre .05 y .08 razonable, entre .08 y .10 mediocre y por
encima de .1 el ajuste deberá ser rechazado (Brown, 2006). En cuando al CFI, el ajuste
deberá ser mayor a .9 para considerar que el ajuste el bueno (Hu & Bentler, 1999).
Para evaluar la validez interna convergente de las sub - dimensiones, se hizo
uso de la varianza extraída promedio (AVE), tomando como punto de corte aceptable
todos aquellos resultados superiores .5 (Hair et al., 2010). La validez discriminante fue
evaluada según los criterios propuestos por Fornell y Larcker (1981), donde la varianza
compartida debe ser menor a la AVE de cada constructo. Además, se analizaron las
cargas factoriales de cada ítem con respecto al constructo al cual pertenecen, se
utilizaron los criterios propuestos por Matsunaga (2009), donde se conservan todos
aquellos factores con cargas superiores .4 y se consideran aceptables aquellos con
cargas superiores a .6.
Finalmente, para analizar consistencia de las puntuaciones, se hizo uso del α de
Cronbach para cada una de las sub-dimensiones que conforman cada dimensión. Se
consideró un α > .7 como indicador de una consistencia de puntuación aceptable
(George & Mallery 1995). Para la evaluación de la confiabilidad del constructo, se hizo
uso del coeficiente ω de McDonald (1999), considerándose como adecuado un puntaje
mínimo de .7 (Evers et al., 2010).
16
Resultados
Antes de proceder con el análisis de confiabilidad y el AFC, se validó el
cumplimiento de los supuestos estadísticos necesarios. Se halló la media, desviación
típica, asimetría y curtosis de la muestra. Según lo propuesto por Malgady (2007), se
hizo uso del índice estandarizado de asimetría (Standardized Skew Index; SSI) para
analizar la asimetría de cada uno de los ítems.
En cuanto a los ítems de la dimensión de exigencias psicológicas presentados
en la tabla 2, se encontró que ocho de los quince reactivos presentaron asimetría
moderada o alta.
Tabla 2. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Exigencias psicológicas
Ítems M DE g1 g2 SSI Exigencias Cuantitativas 01 3.95 .90 -.59 .06 -.24 Exigencias Cuantitativas 02 3.59 1.16 -.45 -.66 -.30 Exigencias Cuantitativas 03 2.43 .96 .51 .24 .24 Exigencias Cuantitativas 04 4.18 .98 -1.21 1.13 -.59 Ritmo de Trabajo 05 1.76 .88 1.06 .64 .41 Ritmo de Trabajo 06 2.55 .98 .28 -.03 .13 Ritmo de Trabajo 07 2.04 1.04 1.95 12.56 1.05 Exigencias Emocionales 08 4.20 1.03 -1.17 .56 -.62 Exigencias Emocionales 09 3.30 1.32 -.28 -1.05 -.24 Exigencias Emocionales 10 3.19 1.27 -.27 -.94 -.22 Exigencias Emocionales 11 2.86 1.07 .19 -.47 .11 Exigencia de Esconder Emociones 12 3.58 1.24 -.39 -.90 -.30 Exigencia de Esconder Emociones 13 2.22 1.47 .86 -.73 .93 Exigencia de Esconder Emociones 14 3.04 1.37 -.08 -1.20 -.08 Exigencia de Esconder Emociones 15 2.13 1.35 .96 -.37 .87
N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría
Por su parte, la mayoría de los ítems de la dimensión Conflicto trabajo – familia
(tabla 3) presentaron normalidad univariada, solo encontrándose un reactivo con
asimetría moderada dentro del modelo.
17
Tabla 3. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Conflicto trabajo - familia
Ítems M DE g1 g2 SSI Doble Presencia 16 3.37 1.09 -.14 -.73 -.08 Doble Presencia 17 3.21 1.20 -.15 -.87 -.11 Doble Presencia 18 3.35 1.20 -.32 -.80 -.23 Doble Presencia 19 3.70 1.11 -.65 -.28 -.40
N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría
Las tres sub-dimensiones de la dimensión Control sobre el trabajo presentadas
en la tabla 4 evidenciaron nueve reactivos con asimetría moderada o alta, encontrando
la mayor asimetría en la sub-dimensión de Posibilidad de desarrollo.
Tabla 4. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Control sobre el trabajo
Ítems M DE g1 g2 SSI Influencia 20 2.67 1.18 .49 -.52 .34 Influencia 21 3.15 1.21 -.01 -.87 -.01 Influencia 22 2.48 1.11 .51 -.35 .31 Influencia 23 2.77 1.17 .33 -.58 .22 Posibilidad de Desarrollo 24 1.80 .97 1.16 .72 .54 Posibilidad de Desarrollo 25 2.04 1.10 .82 -.20 .49 Posibilidad de Desarrollo 26 1.93 1.08 1.03 .29 .60 Posibilidad de Desarrollo 27 1.69 .92 1.32 1.21 .55 Sentido de Trabajo 28 1.73 .87 1.16 1.08 .43 Sentido de Trabajo 29 1.74 .96 1.32 1.25 .61 Sentido de Trabajo 30 1.34 .66 2.24 5.29 .49
N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría
Los ítems de la dimensión Apoyo social y calidad de liderazgo observados en la
tabla 5 presentaron 16 ítems con asimetría moderada o alta, encontrándose la mayor
asimetría en las sub-dimensiones de Claridad de Rol, Sentimiento de grupo y Apoyo
social de superiores.
18
Tabla 5. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Apoyo social y calidad de liderazgo
Ítems M DE g1 g2 SSI Claridad de Rol 31 2.22 1.06 .71 -.18 .40 Claridad de Rol 32 1.81 .97 1.21 1.02 .57 Claridad de Rol 33 1.89 .98 1.02 .53 .49 Claridad de Rol 34 2.28 1.08 .61 -.24 .36 Conflicto de Rol 35 3.07 1.29 .00 -1.07 .00 Conflicto de Rol 36 3.66 1.20 -.63 -.52 -.45 Conflicto de Rol 37 2.75 1.17 .15 -.85 .10 Conflicto de Rol 38 3.29 1.27 -.29 -.97 -.24 Apoyo Social de Compañeros 39 2.47 1.62 1.53 195.39 13.82 Apoyo Social de Compañeros 40 2.37 1.01 .46 -.23 .24 Apoyo Social de Compañeros 41 2.74 1.13 .18 -.65 .11 Sentimiento de Grupo 42 1.84 .86 .95 .62 .35 Sentimiento de Grupo 43 1.97 1.02 1.03 .66 .53 Sentimiento de Grupo 44 1.93 .92 .90 .48 .38 Apoyo Social de Superiores 45 1.98 1.04 .99 .46 .53 Apoyo Social de Superiores 46 2.17 1.09 .79 -.01 .47 Apoyo Social de Superiores 47 2.31 1.13 .60 -.33 .39 Calidad de Liderazgo 48 2.70 1.22 .30 -.81 .22 Calidad de Liderazgo 49 2.46 1.11 .47 -.59 .29 Calidad de Liderazgo 50 2.44 1.08 .50 -.40 .29 Calidad de Liderazgo 51 2.42 1.10 .56 -.35 .34 Previsibilidad 52 3.05 1.20 -.08 -.96 -.06 Previsibilidad 53 2.29 1.04 .63 -.20 .34
N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría
Con respecto a los ítems de la dimensión de Compensaciones (tabla 6), se
encuentran cinco de nuevo reactivos con asimetría moderada o alta. Además, se
observa que las sub-dimensiones de Inseguridad sobre el empleo e Inseguridad sobre
las condiciones presentan distribuciones con poca concentración de frecuencias
alrededor de la media.
19
Tabla 6. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Compensaciones
Ítems M DE g1 g2 SSI Reconocimiento 54 2.60 1.09 .38 -.50 .23 Reconocimiento 55 2.33 1.03 .59 -.14 .31 Reconocimiento 56 2.28 .99 .62 -.05 .30 Inseguridad Sobre el Empleo 57 2.67 1.55 .25 -1.48 .29 Inseguridad Sobre el Empleo 58 2.85 1.47 .11 -1.38 .12 Inseguridad sobre las condiciones 59 2.78 1.53 .16 -1.46 .19 Inseguridad sobre las condiciones 60 2.50 1.48 .43 -1.29 .47 Inseguridad sobre las condiciones 61 3.01 1.48 -.04 -1.40 -.04 Inseguridad sobre las condiciones 62 2.57 1.56 .41 -1.39 .50
N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría
Finalmente, realizando el análisis de los ítems de la dimensión Capital social
presentados en la tabla 7, se encontró asimetría leve para seis de siete reactivos.
Únicamente el ítem de Confianza Vertical 64 presentó asimetría moderada.
Tabla 7. Estadísticos descriptivos de los ítems de la dimensión Capital Social
Ítems M DE g1 g2 SSI Confianza Vertical 63 2.38 .99 .49 -.21 .24 Confianza Vertical 64 2.34 1.03 .51 -.31 .27 Confianza Vertical 65 2.90 1.19 .06 -.91 .04 Justicia 66 2.74 1.11 .23 -.65 .14 Justicia 67 2.86 1.20 .13 -.87 .09 Justicia 68 2.83 1.11 .13 -.71 .08 Justicia 69 2.76 1.11 .31 -.58 .19
N= 540; M: media aritmética. DE: desviación estándar. g1: asimetría. g2: curtosis. SSI = Índice estandarizado de Asimetría
Usando la prueba de normalidad de Kolmogórov - Smirnov con la corrección de
Lilliefors se determinó que ninguna de las sub-dimensiones del modelo presenta
normalidad multivariada.
Según se evidencia en la tabla 8, el CFI de cinco de las seis dimensiones fue
superior a .95, mientras que la dimensión de exigencias tuvo un índice menor, pero
aceptable (CFI = .934) indicando que el modelo presenta buen ajuste al modelo CopsoQ
II – Istas 21, mostrando pocas discrepancias con respecto al mismo (Hu & Bentler,
1999). En cuanto el RMSEA de las dimensiones, la dimensión de Apoyo social y
liderazgo muestra un buen ajuste (RMSEA < .05). Los RMSEA de las dimensiones de
20
Compensaciones, Control sobre el trabajo, Capital social y Exigencias psicológicas
demostraron un ajuste razonable (.05 < RMSEA < .08) al modelo CoPsoQ – Istas 21. La
dimensión de Conflicto trabajo - familia no se ajustó de manera adecuada al modelo
(RMSEA > .1) (Brown, 2006).
Tabla 8. Índices de ajuste del modelo CoPsoQ – Istas 21 Dimensión χ2 gl CFI RMSEA SRMR
Compensaciones 4145.832 32 .982 .073
.045 (.058 - .089)
Control sobre el trabajo 3691.287 55 .973 .065
.065 (.054 - .077)
Capital Social 10236.654 21 .996 .076
.028 (.056 - .097)
Conflicto Trabajo - Familia 1515.333 6 .985 .143
.035 (.097 - .195)
Apoyo Social y Liderazgo 2294.761 253 .992 .039
.052 .033 - .045
Exigencias Psicológicas 3588.382 105 .934 .069
.082 (.061 - .077)
Analizando los resultados por dimensiones, la configuración factorial de la
dimensión Exigencias psicológicas, presentada en tabla 9, muestra que todos los ítems
presentan cargas factoriales suficientes. Sin embargo, el ítem “Exigencia de Esconder
Emociones 13” muestra una carga factorial inferior a la brecha límite para ser
conservado dentro del modelo. Con respecto a la validez interna convergente de esta
dimensión, se puede determinar que la varianza promedio extraída de todos las sub -
dimensiones es inferior a lo esperado (AVE > .5) (Hair et al., 2010). Finalmente, el
análisis de validez discriminante de la dimensión indica que la sub-dimensión Exigencias
emocionales, estaría teniendo varianzas compartidas superiores a la varianza extraída
individual con las sub-dimensiones Exigencias cuantitativas y Exigencias de esconder
emociones.
21
Tabla 9. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Exigencias Psicológicas
Ítems F1 F2 F3 F4 Exigencias Cuantitativas 01 .614 Exigencias Cuantitativas 02 .531 Exigencias Cuantitativas 03 .616 Exigencias Cuantitativas 04 .784 Ritmo de Trabajo 05 .534 Ritmo de Trabajo 06 .424 Ritmo de Trabajo 07 .793 Exigencias Emocionales 08 .458 Exigencias Emocionales 09 .641 Exigencias Emocionales 10 .882 Exigencias Emocionales 11 .635 Exigencia de Esconder Emociones 12 .487 Exigencia de Esconder Emociones 13 .391 Exigencia de Esconder Emociones 14 .927 Exigencia de Esconder Emociones 15 .548 F1 1 .048 .452 .177 F2 .22 1 .281 .0961 F3 .673 .531 1 .579 F4 .421 .31 .761 1 AVE .413 .364 .45 .387 ω .734 .616 .756 .693 H .762 .698 .837 .8754 α .462 .651 .455 .343 Nota: cursiva: Varianza Compartida superior a AVE.
En relación a la configuración factorial de la dimensión conflicto trabajo - familia,
en la tabla 10 se puede observar todos los ítems sobrepasan la brecha para ser
mantenidos dentro del modelo. Con respecto a la validez interna convergente, se
observa un AVE superior a .5, dando evidencia de que los ítems explican de manera
adecuada el constructo.
22
Según se observa en la tabla 11, todos los ítems de la dimensión de Control
sobre el trabajo superan la carga factorial mínima. Analizando la validez interna
convergente de la dimensión, se identifica que la varianza compartida entre las sub-
dimensiones Posibilidad de Desarrollo y Sentido de Trabajo es superior al AVE de
Posibilidad de Desarrollo, dando ligeros indicios para presumir solapamiento
interfactorial.
En cuanto al AVE de las sub-dimensiones, todos obtuvieron puntuaciones
mayores a .5, dando evidencia de validez interna convergente. La varianza compartida
de las sub-dimensiones Sentido de Trabajo – Posibilidad de Desarrollo, es ligeramente
superior a la varianza extraída de Posibilidad de Desarrollo, no siendo lo esta diferencia
lo suficientemente grande como para negar la validez discriminante de ambos factores.
Tabla 10. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Conflicto trabajo - familia
Ítems F1 Doble Presencia 16 .552 Doble Presencia 17 .907 Doble Presencia 18 .934 Doble Presencia 19 .637 AVE .601 ω .852 H .92 α .819
23
Como se observa en la tabla 12, todas las cargas factoriales de la dimensión
Apoyo social y liderazgo superaron la brecha para ser mantenidas en el modelo. En
cuanto a la validez interna convergente de la dimensión, se observa que el Conflicto de
Rol no supera la brecha de varianza extraída promedio superior a .5, todos los demás
factores superan dicha brecha. Resalta que la correlación entre la sub-dimensión
Claridad de Rol y Previsibilidad supera la brecha de .8, además la varianza compartida
de ambas sub-dimensiones es superior a la varianza explicada promedio de Claridad del
Rol, dando evidencia suficiente para asumir que no existe validez discriminante entre
ambos factores. Todos los demás factores superan el criterio de validez discriminante.
Tabla 11. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Control Sobre el Trabajo
Ítems F1 F2 F3 Influencia 20 .656 Influencia 21 .872 Influencia 22 .833 Influencia 23 .861 Posibilidad de Desarrollo 24 .454 Posibilidad de Desarrollo 25 .806 Posibilidad de Desarrollo 26 .86 Posibilidad de Desarrollo 27 .702 Sentido de Trabajo 28 .82 Sentido de Trabajo 29 .865 Sentido de Trabajo 30 .587 F1 1 .141 .129 F2 .376 1 .531 F3 .36 .729 1 AVE .54 .522 .588 ω .82 .8 .8 H .868 .855 .84 α .309 .493 .489 Nota: cursiva: Varianza Compartida superior a AVE.
24
En la tabla 13, se observa que todos los ítems de la dimensión Compensaciones
presentan cargas factoriales superiores a la brecha mínima para ser mantenidos en el
Tabla 12. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Apoyo Social y Liderazgo
Ítems F1 F2 F3 F4 F5 F6 F7 Claridad de Rol 31 .754 Claridad de Rol 32 .748 Claridad de Rol 33 .815 Claridad de Rol 34 .795 Conflicto de Rol 35 .471 Conflicto de Rol 36 .667 Conflicto de Rol 37 .791 Conflicto de Rol 38 .793 Apoyo Social de Compañeros 39 .781 Apoyo Social de Compañeros 40 .922 Apoyo Social de Compañeros 41 .739 Sentimiento de Grupo 42 .816 Sentimiento de Grupo 43 .915 Sentimiento de Grupo 44 .808 Apoyo Social de Superiores 45 .892 Apoyo Social de Superiores 46 .952 Apoyo Social de Superiores 47 .844 Calidad de Liderazgo 48 .865 Calidad de Liderazgo 49 .966 Calidad de Liderazgo 50 .961 Calidad de Liderazgo 51 .884 Previsibilidad 52 .689 Previsibilidad 53 .821 F1 1 .216 .121 .206 .407 .401 .695 F2 -.465 1 .063 .079 .192 .255 .291 F3 .349 -.251 1 .550 .285 .168 .126 F4 .454 -.282 .742 1 .298 .204 .143 F5 .638 -.439 .534 .546 1 .632 .427 F6 .634 -.505 .411 .452 .795 1 .409 F7 .834 -.54 .356 .379 .654 .64 1 AVE .606 .48 .668 .718 .804 .846 .574 ω .86 .781 .857 .884 .925 .956 .728 H .863 .817 .894 .9 .941 .97 .748 α .513 -.412 .476 .5 .704 .583 .524 Nota: Cursiva: Varianza Compartida superior a AVE; Negrita: Correlación Interfactorial > .8
25
modelo. En el análisis de validez interna convergente, se observa que todos los AVE
fueron superiores a .5, dando evidencia de que la varianza capturada es superior al
error de medición. La correlación interfactorial entre las sub-dimensiones Inseguridad
Sobre las Condiciones de Trabajo e Inseguridad Sobre el Empleo es superior a .8,
dando indicios de solapamiento interfactorial, sin embargo, el AVE de Inseguridad Sobre
las Condiciones es superior a la varianza compartida de ambos factores.
Tabla 13. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Compensaciones
Ítems F1 F2 F3 Reconocimiento 54 .816
Reconocimiento 55 .936 Reconocimiento 56 .859 Inseguridad Sobre el Empleo 57 .933
Inseguridad Sobre el Empleo 58 .66 Inseguridad sobre las condiciones 59
.816
Inseguridad sobre las condiciones 60
.821 Inseguridad sobre las condiciones 61
.845
Inseguridad sobre las condiciones 62
.75 F1 1 .025 .104 F2 -.159 1 .646 F3 -.324 .804 1
AVE .76 .65 .65 ω .9 .785 .88 H .92 .88 .88 α -.232 .559 .259 Nota: Negrita: Correlación Interfactorial > .8
Finalmente, el análisis estructural de la dimensión Capital social en la tabla 14,
muestra cargas factoriales superiores a la brecha mínima para su mantenimiento en el
modelo. En cuanto a la validez de la dimensión, se observa que cumple con los
requisitos para asumir que existe validez interna convergente.
26
Tabla 14. Estructura y Validez Interna convergente y Discriminante de la Dimensión Capital Social
Ítems F1 Confianza Vertical 63 .773 Confianza Vertical 64 .788 Confianza Vertical 65 .859 Justicia 66 .856 Justicia 67 .841 Justicia 68 .841 Justicia 69 .841 AVE .687 ω .938 H .94 α .88
En cuanto a la consistencia interna del instrumento, el análisis del coeficiente α
de Cronbach muestra que las dimensiones unidimensionales de Conflicto trabajo -
familia, Capital Social y la sub dimensión de Apoyo Social y liderazgo, Apoyo Social de
Superiores superaron la brecha de α > .7 para ser consideraron aceptables. Todos las
demás sub - dimensiones mostraron resultados inferiores a dicho valor. Además, la
confiabilidad de las puntuaciones compuestas, evaluada mediante el coeficiente Omega
de McDonald, muestra que las únicas dimensiones con valores inferiores a la brecha
para ser considerados adecuados (ω > .7) fueron las sub-dimensiones de Exigencias
Psicológicas: Ritmo de Trabajo y Exigencia de Esconder Emociones.
27
Discusión
Los objetivos de la presente investigación fueron brindar evidencias de validez
con respecto a la estructura interna, validez interna convergente y validez discriminante
y confiabilidad de puntuaciones directas y compuestas para cada una de las seis
dimensiones del instrumento CoPsoQ II – Istas 21, brindando evidencias de calidad para
el uso del instrumento en territorio nacional.
En cuanto a los índices de ajuste factorial del modelo CoPsoQ II – Istas 21, se
pudo observar que los CFI de las dimensiones Exigencias Psicológicas, Control sobre el
trabajo, Apoyo Social y Calidad de Liderazgo, Compensaciones del trabajo y Capital
Social mostraron un buen ajuste. Sin embargo, el RMSEA de la dimensión Conflicto
trabajo - familia niega que esta se ajuste al modelo. En base al análisis de los grados de
libertad de la dimensión Conflicto trabajo - familia, se puede concluir que el RMSEA de
la dimensión se vio influenciado por los pocos grados de libertad de la misma (Lara,
2014), tomando en consideración únicamente el valor CFI de la dimensión. Se
encuentra una congruencia en los resultados obtenidos con respecto a los antecedentes
de la presente investigación, obteniendo valores muy parecidos a aquellos publicados
por Burgos (2011), donde se evidenciaban CFI superiores a .9 y RMSEA inferiores a
.08, condición que también se repite este análisis. Esta congruencia puede ser
interpretada como una evidencia acumulada de que la estructura factorial del
instrumento CoPsoQ II – Istas 21 se está manteniendo en diferentes grupos
poblacionales. El desarrollo de una adaptación haciendo uso de un español neutro que
facilita la comprensión de los ítems en muestras poblacionales con diferentes trasfondos
culturales, pero de un mismo idioma, así como ítems que contemplan opciones de
respuesta de realidades organizacionales pertenecientes a cualquier tipo de empresa
puedan ser algunos de los factores que impulsan el logro de este resultado.
Mediante al análisis de cargas factoriales, se encontró que el ítem Exigencia de
Esconder Emociones 13 “¿te exigen en el trabajo ser amable con todo el mundo
independientemente de la forma como te traten?” no habría superado la brecha de
correlación para quedarse dentro del modelo. Este resultado parecería deberse en gran
medida a la muestra donde fueron recopilados los datos de la presente investigación.
Las empresas de educación, como negocios que brindan servicios, requieren que sus
trabajadores sean amables con todos, manteniendo el decoro en todas las
circunstancias. Debido a esto, es sumamente probable que los evaluados evidenciaran
puntajes más altos en este ítem que en los demás ítems del constructo, distorsionando
28
la correlación entre estos y finalmente causando que el ítem Exigencia de Esconder
Emociones 13 mostrara una baja correlación con el constructo.
Se encontró que la dimensión Exigencias Psicológicas no posee la validez
interna convergente suficiente para ser utilizada en esta muestra, por lo que las
puntuaciones obtenidas en dicha dimensión estarían capturando menos varianza que
error, distorsionando más de lo permitido los resultados finales de la dimensión. Este
resultado puede deberse a la muestra multiocupacional donde fueron obtenidos los
datos, los trabajos administrativos, de atención al público y de docencia tienen
condiciones de exigencias muy diferenciadas unas con otras, causando una muy
probable distorsión en el cálculo de la varianza extraída promedio. Se recomienda
realizar mayores investigaciones haciendo uso de la AVE para el análisis de la validez
interna convergente de este instrumento.
La dimensión de Conflicto trabajo – familia muestra una validez interna
convergente adecuada para ser utilizada en esta muestra, siendo apta para su uso en el
diagnóstico organizacional.
La dimensión Control Sobre el Trabajo, se evidencia una validez interna
convergente aceptable para ser utilizada en esta muestra. Por otra parte, si bien se
identifica un ligero indicio de solapamiento interfactorial entre Posibilidad de Desarrollo y
Sentido de Trabajo, este es descartado por no haber una gran diferencia entre la
varianza compartida de ambos factores y la varianza extraída promedio de estos.
Se halló que la dimensión de apoyo social y liderazgo muestra evidencias de
validez interna convergente en todas sus sub-dimensiones excepto en Conflicto de Rol.
Con respecto a la validez discriminante, se observa una posible y muy marcada
superposición entre las sub-dimensiones Claridad de Rol y Previsibilidad, requiriendo
estudios a mayor profundidad y en diferentes espacios muestrales para determinar si
sus ítems en conjunto responden a un solo factor. Todos los demás factores
demuestran tener validez discriminante.
En cuanto a la dimensión Compensaciones, se halló evidencia de validez interna
convergente. Sin embargo, con respecto a la validez discriminante, se encontró una alta
correlación interfactorial entre las sub-dimensiones de Inseguridad Sobre el Empleo e
Inseguridad Sobre las Condiciones. No obstante, la varianza extraída promedio de cada
uno de ellos es superior a la varianza compartida de ambos, justificando la
independencia factorial de cada uno. La alta correlación entre ambos factores puede
29
deberse a que en condiciones normales, una política laboral que causa inseguridad, lo
hace en todos los sentidos, al no brindar información alguna ya sea sobre la continuidad
o las condiciones futuras de la persona.
Finalmente, la dimensión de Capital Social y Liderazgo posee validez interna
convergente, lo que vuelve apta para el diagnóstico organizacional.
Tanto los resultados de cargas factoriales, validez interna convergente y validez
discriminante de esta investigación no pueden ser contrastados con otros estudios
puesto que estos análisis no fueron realizados o no fueron presentados por sus autores.
Esto no permite un adecuado análisis de variables necesarias para la evolución y
adaptación del instrumento en los diferentes entornos geográficos, limitándose
únicamente a repetir el modelo original. Por otra parte, estos estudios han concluido la
adecuada validez y confiabilidad del instrumento sin tomar en cuenta todo el espectro de
la evaluación psicométrica, dando información peligrosa a los lectores de sus hallazgos.
Se recomienda realizar estos análisis en futuras investigaciones, buscando contrastar
los resultados obtenidos en diferentes estudios para garantizar el adecuado
funcionamiento de las dimensiones del instrumento.
Sobre la consistencia interna, únicamente fue posible comparar los resultados
referentes a la confiabilidad de puntuación, puesto que la confiabilidad de constructo no
fue reportada por ninguno de los antecedentes. Tomando en consideración que el
principio de tau-equivalencia sobre el cual se soporta el α no se cumple, es necesario
utilizar otros coeficientes de confiabilidad que no contemplen este requisito, utilizar un
coeficiente α sesgado para realizar conclusiones no constituye una práctica correcta en
la psicometría (Zinbarg, Yovel, & McDonald, 2006). Por otra parte, cabe resaltar que el
coeficiente α se encuentra indicado para escalas unidimensionales (Oviedo & Campos-
Arias, 2005). Sin embargo, esta técnica fue utilizada para medir la confiabilidad de
puntuación de las seis grandes escalas de la metodología CoPsoQ II – Istas 21, las
cuales son multidimensionales.
Se observó que únicamente las dimensiones de Conflicto trabajo - familia y
Capital Social (Unidimensionales) mostraron evidencia de confiabilidad de escala, así
como la sub-dimensión Apoyo Social de Superiores de la dimensión Apoyo Social y
Liderazgo. Estos resultados son parcialmente congruentes con los hallazgos de Burgos
(2011) y Alvarado et al. (2012), la sub - dimensión de Doble Presencia presentó los α
más bajos en ambos estudios, siendo descartado del análisis de Alvarado et al. (2012).
30
Por otra parte, la dimensión de Capital Social no existía en la versión del cuestionario
utilizada por ambos autores (Versión I), por lo que no puede ser comparada. Este
resultado puede deberse a que, en la segunda entrega del cuestionario, la dimensión
Conflicto trabajo - familia fue reducida a una sola dimensión (Moncada, 2014) para
aumentar la confiabilidad de la misma, siendo los resultados de este estudio en
comparación con la versión anterior prueba de su éxito.
Todos los demás factores de las dimensiones mostraron no contar con medidas
de confiabilidad de puntuación adecuadas, resultado no congruente con los resultados
Burgos (2011) ni Alvarado et al. (2012). El coeficiente α puede ser afectado por el
reducido número de ítems de cada sub – dimensión, sin embargo, las diferentes
características psicosociales de los evaluados pudieron haber intervenido en la varianza
de las puntuaciones, dando resultados dispersos. Los grupos ocupacionales que
conforman la muestra poseen distintas modalidades contractuales, horarios laborales,
contacto con el público, carga laboral y estructuras organizacionales, condiciones que
los exponen a una interacción distinta con el centro donde laboran, generando
dispersión en las puntuaciones y por consiguiente en el funcionamiento de los ítems. Si
bien el resultado abarca gran parte de las dimensiones evaluadas, este no puede ser
concluyente debido a que toda la muestra pertenece a un solo centro laboral con
condiciones sumamente parecidas, existiendo la posibilidad de algún sesgo por parte
del mismo. Se recomienda realizar investigaciones similares en diferentes espacios
muestrales.
En cuanto a la confiabilidad de los puntajes compuestos, todos los factores de
las dimensiones demostraron ser aptos para su uso en diagnóstico de riesgos
psicosociales en la muestra evaluada. Siendo este coeficiente más confiable al no
haberse cumplido el supuesto de tau-equivalencia.
Si bien la presente investigación ha logrado profundizar en mayor medida en las
características psicométricas del instrumento, hubo limitaciones que no permitieron
obtener resultados con mejor utilidad práctica. En primera instancia, las características
de la muestra no favorecieron al análisis de consistencia interna, al existir múltiples
climas y condiciones laborales dentro de la organización evaluada. Por otra parte, al ser
el CoPsoQ II – Istas 21 un instrumento multidimensional de gran cantidad de
dimensiones y sub – dimensiones, la cantidad de variables observadas por cada
variable latente es muy baja, influenciando de manera negativa en el coeficiente de
confiabilidad de escala.
31
La debida validación de un instrumento de riesgos psicosociales permitirá el
adecuado diagnóstico de esta variable en las organizaciones. El instrumento CoPsoQ II
– Istas 21 no solo permite la identificación de perfiles de alto riesgo, está diseñado para
contar con modelos de intervención organizacional específicos para cada una de las sub
– dimensiones que componen el modelo.
El estudio de las propiedades psicométricas del instrumento en territorio nacional
es solo el primer paso para la implantación de una cultura de seguridad que toma en
cuenta las variables psicológicas de sus trabajadores como importantes en el desarrollo
de sus planes de intervención.
Sectores ocupacionales como el de servicios, no presentan peligros evidentes,
atribuyéndose las condiciones laborales del sector como propias de la tarea. El uso de
un instrumento debidamente validado permitirá realizar descriptivos certeros de cómo es
que estas condiciones afectan las variables psicológicas de sus trabajadores,
permitiendo el desarrollo del estado del arte con diversas líneas de investigación que
profundicen en la predicción y el control de variables organizacionales que son
influenciadas por el riesgo psicosocial.
En base a los resultados obtenidos, se puede concluir que el instrumento
CoPsoQ II – Istas 21 se ajusta al modelo factorial propuesto en su versión original,
mostrando además evidencias de confiabilidad para puntuaciones compuestas. Sin
embargo, el modelo sería parcialmente valido, al haber encontrado falencias en la
validez interna convergente y discriminante de algunas sub – dimensiones del mismo.
Es necesario realizar más estudios acerca de la confiabilidad de las puntuaciones
directas del instrumento, así como de la validez interna convergente y discriminante de
sus sub - dimensiones, acumulando una mayor cantidad de estudios para determinar el
real alcance de estas propiedades.
Para terminar, se recomienda realizar investigaciones de la misma metodología
en diferentes grupos muestrales a nivel nacional, considerando las limitaciones del
presente estudio. A partir del contraste de esos resultados, debería ser posible
esclarecer qué características psicométricas se repiten en diferentes muestras para
tomar decisiones en cuanto a la estructura del instrumento. Por otra parte, es posible
añadir nuevas aristas al análisis, incluyendo estudios de validez externa y pruebas
longitudinales para tener un mayor nivel de contraste.
32
Referencias
Almentero, H., Padilla, L. & Castaño, M. (2003), Factores de riesgo psicosociales
que generan estrés en el personal de enfermería que labora en las salas de
quirófano de la E.S.E. Hospital San Jerónimo de Montería - Córdoba 2002.
[Tesis de Grado], Universidad de Córdoba, Facultad de ciencias de la salud.
Alvarado, R., Pérez, J., Saavedra, N., Fuentealba, C., Alarcón, A., Marchetti, N., &
Aranda, W. (2012). Validación de un cuestionario para evaluar riesgos
psicosociales en el ambiente laboral en Chile. Revista Médica de Chile, 140,
1154-1163.
Aranda, C., & Pando M. (2007). Factores psicosociales asociados a patologías
laborales en médicos de nivel primario de atención en Guadalajara, México.
Revista Médica de Uruguay, 23(4), 251 – 259.
Artazcoz, L., & Molinero, E. (2004). Evaluación de los factores de riesgo psicosocial
combinando metodología cuantitativa y cualitativa. Archivo de Prevención de
Riesgos Laborales, 7(4), 134-142.
Bakker, A., & Demerouti, E. (2013). La teoría de las demandas y los recursos
laborales. Revista de Psicología del Trabajo y de las Organizaciones, 29(3),
107-115.
Beaducel, A. & Herzberg, P. Y. (2006). On the performance of maximum likelihood
versus means and variance adjusted weighted least squares estimation in
CFA. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 13(2), 186-
203.
Blanch, J. M., Sahagún, M., & Cervantes, G. (2010). Estructura factorial del
cuestionario de condiciones de trabajo. Revista de Psicología del Trabajo y
de las Organizaciones, 26(3), 175-189.
Bocanument, G., & Berján, N. (1993). Conocimientos básicos sobre la relación salud
- trabajo - enfermedad. Medellín: Editorial del Instituto de los Seguros
Sociales.
33
Brown, T. (2006). Confirmatory factor analysis for applied research. Nueva York: The
Guilford Press.
Burgos, J. (2011). Validación de Constructo del Cuestionario CopSoQ (ISTAS 21):
Una aplicación del Análisis Factorial Confirmatorio usando Modelos de
Ecuaciones Estructurales. Universidad de Chile.
Cantonnet, M. (2011). Análisis de la satisfacción laboral de los arquitectos técnicos
en el sector de la construcción de la Comunidad Autónoma del País
Vasco. Revista de la Construcción, 10(2), 16-25.
Cladellas, R. (2008). La ausencia de gestión de tiempo como factor de riesgo
psicosocial en el trabajo. Intangible Capital, 4(4) 237 – 254.
Charria, V., Sarsosa, K., & Arenas, F. (2011). Factores de riesgo psicosocial laboral:
métodos e instrumentos de evaluación. Revista Facultad Nacional de Salud
Pública, 29(4), 380-391.
El Peruano (2014). Ley que modifica la ley 29783, ley de seguridad y salud en el
trabajo. Normas Legales, 527432 – 527433.
Evers, A., Sijtsma, K., Lucassen, W., & Meijer, R. R. (2010). The Dutch review
process for evaluating the quality of psychological tests: History, procedure,
and results. International Journal of Testing, 10, 295-317.
Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with
unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing
Research, 18(1), 39-5.
Gamero, H. (2013). La Satisfacción Laboral como Dimensión de la Felicidad. Ciencia
y Trabajo, 15(47), 94-102.
George, D. & Mallery, P. (1995). SPSS/PC+ step by step: A simple guide and
reference. Belmont, USA: Wadsworth Publishing Company.
34
González, D., Tejero, R., & Delgado, S. (2012). Estrategias de afrontamiento en
víctimas de mobbing: diferencias entre trabajadores españoles e inmigrantes
latinoamericanos y consideraciones clínicas. Psychologia. Avances de la
disciplina, 6 (2), 45-57.
Granda, E. (2006). La Insatisfacción laboral como factor del bajo rendimiento del
trabajador. Quipukamayoc, 13(26), 116-122.
Hair, J., Black, W., Babin, B., & Anderson, R. (2010). Multivariate data analysis.
Upper Saddle River, NJ: Prentice Hall.
Hu, L., & Bentler, M. P. (1999). Cutoff Criteria for Fit Indexes in Covariance Structure
Analysis: Conventional Criteria Versus New Alternatives. Structural Equation
Modeling A Multidisciplinary Journal, 6,1-55.
Johnson, J. V. & Hall. E. M. (1988). Job Strain, Work place social support and
cardiovascular disease: a cross-sectional study of a random sample of the
Swedish working population. American Journal of Public Health 1336-1342.
Karasek R, Baker D, Marxer F, Ahlbom A, & Theorell T., (1981). Job decision
latitude, job demands, and cardiovascular disease: a prospective study of
Swedish men. American Journal of Public Health. 694-705.
Kristensen, T. S., Hannerz, H., Hogh, A., & Borg, V. (2005). The Copenhagen
psychosocial questionnaire—A tool for the assessment and improvement of
the psychosocial work environment. Scandinavian Journal of Work and
Enviromental Health 31(6), 438–449.
Lara, A. (2014). Introducción a las ecuaciones estructurales en Amos y R.
Universidad de Granada.
León, O., & Montero, I. (2007). A guide for naming research studies in Psychology.
International Journal of Clinical and Health Psychology, 7(3), 847-862
Malgady, R. (2007). How skew are psychological data? A standardized index of
effect size. The Journal of General Psychology, 134(3), 355-359
35
Matsunaga, M. (2010). How to Factor-Analyze Your Data Right: Do´s, Dont´s, and
How-To´s. International Journal of Psychological Research, 3(1), 97-110
McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified treatment. Mahwah: Lawrence
Erlbaum Associates, Inc.
Meliá, J. (2010). ¿Cómo evaluar los riesgos psicosociales en la empresa?
Metodologías, oportunidades y tendencias. Proceedings of the 4th
International Conference on Occupational Risk Prevention, Sevilla.
Meseguer, M., Soler, I., García, M., Sáez, C., & Sánchez, J. (2007). Los factores
psicosociales de riesgo en el trabajo como predictores del mobbing.
Psicothema, 19(2), 225 – 2230
Mollo, F. (2015). Relación entre los factores psicosociales y la retroalimentación
laboral en asesores de riesgos del área comercial de lima de una compañía
de seguros del Perú. UNMSM
Moncada, S., Llorens, C., Navarro, A., & Kristensen, T. S. (2005). ISTAS21: Versión
en lengua castellana del cuestionario psicosocial de Copenhague
(COPSOQ). Archivos de Prevención de Riesgos Laborales. 8(1), 18-29
Moncada, S., Utzet, M., Molinero, E., Llorens, C., Moreno, N., Galtés, A., & Navarro,
A. (2014). The Copenhagen psychosocial questionnaire II (COPSOQ II) in
Spain-A tool for psychosocial risk assessment at the workplace. American
Journal of Industrial Medicine 57, 97-107
Organización Internacional del Trabajo (2003). El trabajo peligroso mata millones y
cuesta billones. Trabajo. 47, 23 – 27
Oviedo, H., & Campo-Arias, A. (2005). Aproximación al uso del coeficiente alfa de
Cronbach. Revista Colombiana de Psiquiatría, 34(4), 572-58.
36
Peiró, M. (2004). El Sistema de Trabajo y sus Implicaciones para la Prevención de
los Riesgos Psicosociales en el Trabajo. Universitas Psychologica, 3(2), 179-
186
Peiró, M., & Rodríguez, I., (2008). Estrés laboral, liderazgo y salud organizacional.
Papeles del Psicólogo, 29(1), 68-82.
Pérez, J., & Nogareda, C., (2012). Factores Psicosociales: metodología de
investigación. Instituto Nacional de Seguridad y Salud en el Trabajo.
Rodríguez, I., González, G., & Carbonen, S. (2007). El modelo amigo y la
metodología preventiva laboral - Psicosocial. Aportaciones y retos en la
prevención de los riesgos psicosociales. Revista Seguridad y salud en el
trabajo, 42, 18-25
Blanch, M., Sahagún, M., & Cervantes, G. (2010). Estructura Factorial del
Cuestionario de Condiciones de Trabajo. Revista de Psicología del Trabajo y
de las Organizaciones, 26(3), 175-189
Sánchez, H. & Reyes, C. (2008). Metodología y diseños de la investigación
científica. Lima: INIDE.
Siegrist, J. (1996). Adverse Health Effects of High-Effort / Low-Reward Conditions.
Journal of Occupational Health Psychology, 1(1), 27-41.
Tito, S. (2013). Evaluación ergonómica en la construcción de la elevación de la
presa de relaves. Universidad Nacional de Ingeniería.
Zelaschi, C., Amable, M., Reif, L., & Gonzales, R. (2015). Estudio de Adaptación y
Validación para argentina del cuestionario Psicosocial de Copenhague
(CoPsoQ-ISTAS21). Superintendencia de Riesgos del Trabajo, Buenos Aires
– Argentina
Zinbarg, R., Yovel, I., Revelle, W., & McDonald, R. (2006). Estimating
Generalizability to a Latent Variable Common to All of a Scale’s Indicators: A
Comparison of Estimators for ω. Applied Psychological Measurement, 30(2),
121–144.