Calidad de Vida Laboral y Psicología Social de la Salud en ... · estudios sobre calidad de vida...

El bienestar laboral psicológico deltrabajador (BLPS) y su salud mentallaboral (SML) son ambas consecuen-

cias personales del trabajo. Su importanciaradica tanto en sí mismas �constituyen nadamenos que la experiencia subjetiva del traba-jo�, cuanto en sus efectos sobre la propia or-ganización �v.g.: efectos sobre la productivi-dad, costos directos e indirectos�� y sobre lafamilia del trabajador �v.g. conflictos, sepa-raciones��. Prueba de ello es que, contandosólo desde el año 1997 hasta la fecha, se hanpublicado 192 trabajos que tratan de una for-ma u otra sobre el BLPS (quality of work life)y 216 trabajos sobre SML (occupational he-alth psychology) �y, en general, se han publi-cado 615 y 296 trabajos, respectivamente, se-gún la base de datos PsycINFO 2003/07-2003/11�. El BLPS del trabajador se ha abor-

dado fundamentalmente en el ámbito de losestudios sobre calidad de vida laboral (CVL)�v.g.: satisfacción, bienestar y calidad de vidaen el trabajo (Requena, 2000), ajuste perso-na-ambiente de (French, Caplan & Harrison,1982; Kahn y Boysiere, 1992); satisfacciónlaboral (Bravo, Peiró & Rodríguez, 1996); ab-sentismo (Burton, Lee & Holtom, 2002; Ha-rrison & Martocchio, 1998), contenidos de ta-rea (Karasek et al, 1998); y sobre el BLPS entérminos más generales (Encuesta de Cali-dad de Vida en el Trabajo, 2001)�; y la SMLdel trabajador se ha tratado mayormente enlos estudios sobre psicología social de la sa-lud en el trabajo (PSST), tanto en el estudiode aquellos síndromes de carácter específica-mente laboral: estrés (Cooper, 1998; Cooper& Marshall, 1976; Karasek, 1989; Peiró,1993; Spielberger, 1972; Spielberger, Vagg &Wasala, 2003), burnout o síndrome de que-marse por el trabajo (Bakker, Demerouti &Schaufeli, 2002; Freudenberger, 1974; Lee &Ashforth, 1996; Maslach, 1982; Maslach &

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* Universidad Rey Juan Carlos.

Calidad de Vida Laboral y PsicologíaSocial de la Salud en el Trabajo:hacia un modelo de componentescomunes para explicar el bienestarlaboral psicológico y la salud mentallaboral de origen psicosocial.Resultados preliminares

ANTONIO DURO MARTÍN *

Jackson, 1981; Phillips, 1984; Pines & Aron-son, 1988; Shirom, 1989; Shirom, 2003), aco-so laboral o mobbing (González de Rivera,2002; Leymann, 1996; Piñuel y Zabala,2001), acoso sexual en el trabajo (Harned etal, 2002); como en los estudios sobre diversossíntomas y trastornos psicológicos de carác-ter más general �v.g.: depresión, ansiedad,consumo de alcohol� asociados de una formau otra con el trabajo (Brodsky, 1996; Mack,Rosecan & Frances, 2003; Tetrick & Quick,2003).

Sin embargo, en la literatura se constatanasimismo las tres cuestiones siguientes: (i) laexistencia de una cierta mezcla entre ambostipos de consecuentes, como se comprueba enlos numerosos estudios que abarcan diferen-tes aspectos del BLPS y de la SML: autoesti-ma profesional y estrés y/o burnout (Gil-Mon-te & Peiró, 1997); sobre satisfacción laboral, yansiedad, depresión e irritabilidad (Hack-man & Oldham, 1980; Johansson, Aronsson& Lindström, 1978); sobre exceso de trabajo ysatisfacción laboral, y tasa cardíaca y conduc-ta de fumar (French & Caplan (1973); sobrehabilidades del trabajador, demandas detarea, y satisfacción laboral, y depresión, irri-tación y sintomatología somática en general(Dijkhuizen, 1980); sobre demandas de traba-jo, control personal y productividad, y satis-facción 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 compa-ñeros de trabajo, y satisfacción laboral(Beehr, 1981; Kahn et al, 1964; Peiró, 1993);sobre mobbing y absentismo, y sobre mob-bing y alteraciones del sueño, ansiedad ydepresión (Leymann, 1996; Piñuel y Zabala,2001); sobre acoso sexual, y satisfacción en eltrabajo, ansiedad y depresión (Fitzgerald etal, 1997); sobre absentismo y burnout (Gil-Monte & Peiró, 1997; Matteson & Ivancevich,1987; Shirom, 2003); sobre tensión y bienes-tar laboral, y salud laboral (Jódar, 1997); (ii)una cierto solapamiento y confusión entre

síndromes laborales y cuadros clínicos psico-lógicos, por ejemplo: entre depresión y bur-nout (Leiter & Durup, 1994; Schaufeli & Enz-mann, 1998), entre ansiedad y burnout (Cot-ton, 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 Zaba-la, 2001), entre acoso sexual en el trabajo yestrés postraumático (Dansky & Kilpatrick,1997); entre ansiedad, depresión y burnout(Shirom & Ezrachi, 2003), entre burnout yalteraciones psicosomáticas (Van Der Doef &Maes, 2002); y además (iii) que el BLPS y laSML tienen antecedentes comunes �v.g.: unacantidad adecuada de trabajo proporcionaBLPS al trabajador, en tanto que una canti-dad excesiva de ese mismo trabajo deterioraprimero el BLPS del trabajador, y puede des-pués producir daños sobre su SML�. Conse-cuentemente, la situación actual en este cam-po es problemática, ya que existe confusiónen los conceptos y ambivalencia respecto a losfactores intervinientes en cada caso; no exis-tiendo hasta el presente un enfoque integra-do sobre esta cuestión.

Recientemente, Duro (2003) ha propuestoun modelo con un doble objetivo: (i) organizareste campo de estudio, y (ii) explicar el BLPSy la SML del trabajador desde un conjunto decomponentes comunes. Su modelo sigue algu-nas de las sugerencias efectuadas por otrosautores �v.g.: trabajar con un mayor númerode variables (Peiró, 1993), incluir factoresmoduladores (Frese & Zapf, 1988)�; y se basaen los tres postulados siguientes: (i) identi-dad estructural de antecedentes para elBLPS y la SML, (ii) equivalencia estructuraly patológica de los diversos síndromes deSML, y (iii) SML como realidad anidada en elBLPS. Aunque el modelo está fundamentadoteóricamente, adolece todavía de la falta deun contenido concreto �variables indicado-ras� para sus constructos. De forma esque-mática, la macroestrutura del modelo consis-

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te en un primer par de condiciones antece-dentes básicas referidas a las condiciones detrabajo y a las condiciones de adaptación deltrabajador a su trabajo; y un segundo par decondiciones consecuentes básicas referidas alajuste resultante entre trabajo y trabajador�condiciones de ajuste� y a las condiciones deexperiencia subjetiva del trabajo por el traba-jador �condiciones estas últimas que secorresponden con el BLPS y la SML del tra-bajador�. Además, el modelo comprende unsistema de condiciones moduladoras que seengranan y actúan de manera específicasobre determinadas condiciones básicas(Duro 2003, Figura 1). Las condiciones de tra-bajo (input) se limitan �al menos en la fase dedesarrollo actual del modelo� a los requeri-mientos cuantitativos y cualitativos de tareay de relación social �requerimientos interper-sonales�. Se trata en todo caso de requeri-mientos relativos al trabajo en sí mismo y asu entorno inmediato (Jardiller, 1979), y queen determinados casos pueden llegar a cons-tituir factores de riesgo laboral de origen psi-cosocial (García, Benavides, Ruíz-Frutos,1997). Desde otra perspectiva complementa-ria, pueden conceptuarse también comoestresores relativos a los contenidos intrínse-cos y extrínsecos del trabajo y/o como estreso-res de role �dentro de los cuales ocupan unlugar destacado, como se sabe, las relacionesinterpersonales (Peiró, 1993)�. Su repercu-sión sobre el trabajador sería siempre encualquier caso a través de la carga de trabajo,tanto física como mental (Castejón, 1997).Las condiciones de trabajo se concretan encuatro escalas, a saber: (i) Escala de tarea:propiedades cuantitativas; (ii) Escala detarea: propiedades cualitativas; (iii) Escalasocial: propiedades cuantitativas; y (iv) Esca-la social: propiedades cualitativas. Ver deta-lle de sus respectivas variables en las Tablas1-4. Por su parte, las condiciones de adapta-ción: se refieren a las interpretaciones querealiza el trabajador sobre su entorno sociola-boral y sobre sus propios recursos personalespara afrontar el trabajo �que aquí se denomi-nan «recursos laborales» para distinguirlos

de otros diferentes tipos de recursos del tra-bajador�; y también se incluyen aquí todasaquellas estrategias de carácter individualque el trabajador despliegue o pueda desple-gar para modular el input laboral. Estesegundo grupo de condiciones comprende treses ca las c omplementar ias : Recursoslaborales, Atribuciones sociales, y Modula-ción del trabajo �aunque las funciones atri-buidas a este factor de modulación muy bienpodrían ser de tipo mediador más que de tipomodulador (Frese & Zapf, 1988), cuestiónésta que la investigación futura nos ayudaráa zanjar�, cuyo detalle de sus respectivasvariables figura en las Tablas 5-7. Condicio-nes de ajuste: por «ajuste» se hace referenciaen este modelo a la discrepancia existenteentre: (i) los valores actuales y los valoresdeseados para las diferentes condiciones detrabajo, y (ii) los valores actuales estimadospara los recursos laborales propios y los valo-res que se estiman necesarios para desempe-ñar adecuadamente el mismo trabajo. Asípues estas condiciones comprenden tres esca-las complementarias: Ajuste a cantidad detrabajo (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 ajus-te, en tanto que condición consecuente, seconcibe asimismo como un sedimento o posode la experiencia laboral previa almacenadoen la memoria del trabajador. Condiciones deexperiencia subjetiva: incluyen las escalas deBLPS �efectos del trabajo sobre el bienestarpsicológico del trabajador, y otras consecuen-cias laborales�, y de SML �daños del trabajosobre la salud mental del trabajador, y otrasconsecuencias del trabajo sobre su saludgeneral�, como consecuencias laborales suce-sivas de primer y segundo orden, respectiva-mente �conceptuándose además la SMLcomo consecuencia del BLPS�. Sobre el BLPSactuaría un conjunto de estrategias indivi-duales agrupadas en la escala de Modulacióndel trabajador �con estrategias complemen-tarias a nivel cognitivo, conductual y social� ytambién sobre el BLPS actuarían la ayuda

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social recogida en la escala de Apoyo social; ysobre la SML, por su parte, actuaría la ayudaprofesional recogida en la escala de Apoyoprofesional (Tablas 11-15). Al margen de todolo anterior, el modelo recomienda que seincluyan además algunas otras variables decontrol para validar las condiciones básicas, yalgunas otras variables para medir la expe-riencia laboral (Tabla 16).

El presente trabajo representa justo unaaproximación metodológica �vía autoinformedel trabajador, enfoque metodológico que hademostrado reiteradamente su validez paraestudiar temas de trabajo y salud (Fresse &Zapf, 1988; Llaneza, 2002)� a la propuestateórica de Duro (2003). Para ello, hemosseleccionado racionalmente grupos de varia-bles indicadoras para cada una de sus escalas�y siguiendo los requisitos por escala marca-dos por el modelo teórico�, y a continuaciónlas hemos sometido a prueba empírica conuna muestra suficientemente representativade sujetos trabajadores, a fin de comprobarcómo se comportan tales variables y escalas.En definitiva, lo que aquí hemos hecho es lle-nar de contenido �microestructura de varia-bles� la macroestructura formal de condicio-nes del modelo. La selección de variables sehizo atendiendo a un doble criterio: su perti-nencia para explicar indistintamente elBLPS y la SML del trabajador, y el númerototal de ítems que razonablemente se pudieraincluir en un mismo instrumento de medida.Igualmente, hemos procurado en la medidade lo posible que las variables escogidas seande aprehensión inmediata por parte de lostrabajadores participantes, de conformidadcon las recomendaciones para el diseño deescalas e instrumentos en este campo �v.g.:de conformidad con el diseño del Job ContentQuestionnaire (Karasek et al, 1998)�. En lasTablas 1-15 figura detalle de las variablesseleccionadas para cada condición y escala.Como puede comprobarse, en los requeri-mientos sociales se incluyen tanto relacionescon jefes y compañeros, como relaciones conusuarios y/o clientes �siendo esto último un

determinante capital en los estudios inicialessobre el burnout (Freudenberger, 1974; Mas-lach, 1982)�. Además, se ha cuidado asimis-mo de que algunas variables sigan predomi-nantemente la dirección trabajador conjuntode role �v.g.: frecuencia de contactos con jefesy/o con compañeros�, mientras que otras dife-rentes variables sigan justo la dirección con-traria, esto es, trabajador conjunto de rol�v.g. aprecio recibido de clientes� (Tablas 3-4). Según se puede comprobar, a modo deindicadores para la escala de Recursos labo-rales se ha recurrido a una selección de recur-sos personales de carácter más general, asícomo a otros recursos más específicos decarácter específicamente cognitivo, afectivo,físico y social (Tabla 5). Semejantemente,para la escala de Atribuciones sociales se hanseleccionado algunas variables relativas a lasintenciones percibidas en los otros, y otrasvariables relativas a la interpretación queotorga el trabajador a las conductas y actitu-des de aquéllos (Tabla 6). Para la escalamoduladora del trabajo se ha perseguido unabatería de estrategias que cubriera los aspec-tos cuantitativos y cualitativos de la tarea,así como el trato con clientes y compañeros(Tabla 7). Por propia coherencia interna, elconstructo de BLPS se ha llenado de conteni-do con aquellas variables más estrechamenterelacionadas con las condiciones de trabajopreviamente seleccionadas �v.g.: satisfaccióncon jefes y compañeros�. Se ha procurado, asi-mismo, que las variables para el BLPS abar-caran, entre otras, las dimensiones cognitiva,afectiva, conductual, social y física del traba-jador (Tabla 11). Finalmente, para la medidade la SML se ha seleccionado un amplio con-junto de síntomas extraídos directamente delDSM-IV, Manual diagnóstico y estadístico detrastornos mentales (1995), a efectos de iden-tificar y medir los daños producidos sobre lasdimensiones cognitiva, afectiva, conductual,social y física de los trabajadores� (Tabla 14).Aunque el modelo se centra en la SML, tam-bién se incluyen dentro de estas condicionesalgunos ítems referidos a daños sobre lasalud en general �v.g.: accidentes de traba-

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jo�. Esta evaluación de la SML se enmarcaríaen sí misma, por otro lado, dentro de unaactuación propia de vigilancia de riesgoslaborales (psicosociales), y de cara a la futuraprevención de los mismos (García, Benavi-des, Ruiz-Frutos, 1997). En su caso, estos sín-tomas pueden suponer una incapacidad labo-ral del trabajador, de carácter temporal o per-manente, a título de enfermedad relacionadacon el trabajo �puesto que, como se sabe, lostrastornos mentales no están reconocidos ofi-cialmente como enfermedades profesionales(Benavides, Ruíz-Frutos & García, 1997)�.Sobre el BLPS actuaría un conjunto de estra-tegias individuales para la modulación deltrabajador �con estrategias complementariasa nivel cognitivo, conductual y social (Tablas12-13)� e igualmente actuaría aquí el apoyosocial; y sobre la SML actuaría ya el apoyoprofesional (Tabla 15). En el path diagramadel modelo (Figura 1) se representan sus dis-tintas condiciones como variables endógenas(no-observadas) y sus respectivas escalascomo variables exógenas (observadas) �no serepresentan los efectos recíprocos de modula-ción�.

Al tratarse de un estudio de carácterexploratorio, su objetivo principal estriba encomprobar cómo se comportan las variablesen cuanto a su distribución y agrupamiento�factorización�, y no se dirige a contrastarhipótesis �salvo aquéllas que se desprendende la propia estructura del modelo: las varia-bles son pertinentes para sus respectivasescalas, las escalas son pertinentes para susrespectivas condiciones, y las condiciones detrabajo, las condiciones de adaptación y lascondiciones de ajuste son pertinentes paraexplicar las condiciones de experiencia subje-tiva �BLPS y SML del trabajador�. Aun así, ybasándonos en investigaciones precedentes,podemos plantear aquí algunas hipótesis pre-liminares:

(i) Respecto de las variables. Se espera quelas variables para las condiciones de trabajo ypara las condiciones de ajuste �por ser ambascondiciones de carácter más objetivo y/o

extrínseco al trabajador� muestren una cur-va normal o, cuando menos, una distribuciónbastante simétrica. De forma paralela, lasvariables para las condiciones de adaptacióny para las condiciones de experiencia subjeti-va �por tratarse ambas de condiciones decarácter más subjetivo y/o intrínseco al tra-bajador, y al estar por tal motivo más sujetasa sesgos de deseabilidad social� tenderán apresentar distribuciones más asimétricas,según la naturaleza de sus contenidos: así,para variables relativas a síntomas psicológi-cos o consecuencias laborales negativas �v.g.:absentismo� se obtendrán distribuciones asi-métricas positivas; y para variables relativasa rasgos, consecuencias o actuaciones del tra-bajador más positivas �v.g.: capacidad perso-nal general� tenderán a resultar distribucio-nes asimétricas negativas. Por otra parte,sobre estas distribuciones influirá también lapropia tasa de ocurrencia de la condición eva-luada: distribuciones de frecuencia muy esca-sa para variables tales como «quejas alDepartamento de Personal sobre el trabaja-dor» (actuación específica que se encuentradentro de lo que se conoce como «escalada» delmobbing); y distribuciones de frecuenciamayor para variables del tipo «aprecio de miscompañeros de trabajo».

(ii) Respecto de las escalas de medida. Enprincipio, en cuanto a los resultados factoria-les para las diferentes escalas, se espera queinfluya el número de ítems de cada escala; yademás se espera que para las escalas de lascondiciones de trabajo y para las escalas delas condiciones de ajuste, dada su condiciónexterna y por las mismas razones arribaexpuestas, pueda llegarse a explicar un razo-nable porcentaje de varianza con pocos com-ponentes factoriales (análisis factorial) �en ellímite, se extraería un único componente fac-torial por cada escala de medida�; en tantoque para las condiciones de adaptación y paralas condiciones de experiencia subjetiva�BLPS y SML�, por su propia naturalezainterna y composición multidimensional,resultará un número mayor de componentes



factoriales para explicar porcentajes razona-bles de varianza; sin que al presente puedanadelantar hipótesis de trabajo más precisas,dado el carácter exploratorio de la investiga-ción, según venimos comentando.

(iii) Respecto de las relaciones entre esca-las. Se esperan relaciones significativas entrelas escalas �o sus componentes factoriales�de las condiciones de trabajo, condiciones deadaptación y condiciones de ajuste, y las esca-las �o sus componentes factoriales

MÉTODO

Muestra.�La muestra de sujetos estuvocompuesta por un total de 501 trabajadores.El 53,9% de los cuales fueron varones, y el40,5% fueron mujeres �porcentajes de res-puesta válida�1. Su edad media fue de 33,02años (Dt = 9,423), y su distribución por gru-pos de edad es la siguiente: hasta 25 años, el18,20% de la muestra; entre 26 y 35 años, el47,30%; entre 36 y 45 años, el 17,20%; entre46 y 55 años, el 8,40%; y con edad superior alos 56 años, el 3% (las respuestas NS/NCsupusieron el 6%del total). Por grupos deactividad, la distribución de la muestra esasí: directivos y empresarios con trabajado-res a su cargo, el 1,80% de la muestra; técni-cos, funcionarios, profesionales, el 25,70%;comerciales, vendedores, dependientes, el11,40%; profesores, formadores, educadores,

el 2%; administrativos, recepcionistas, conta-bles, el 39,50%; operarios, técnicos de mante-nimiento, mecánicos, el 9,40%; y otras activi-dades varias, el 2,60% (las respuestas NS/NCascendieron al 7,6% del total). La muestra desujetos procedía tanto de pacientes de ungabinete de psicología, como de las empresasen donde trabajaban algunos de nuestrosalumnos de Ciencias del Trabajo �que pasa-ron el cuestionario en sus respectivas empre-sas como parte de su trabajo práctico�. Todoslos sujetos de la muestra accedieron volunta-riamente a participar en este estudio. Porotro lado, los alumnos desconocían las hipóte-sis de trabajo últimas de esta investigación�su cometido se limitó a recoger los datos yefectuar una descripción estadística de susrespectivos resultados�. En total se recopila-ron datos procedentes de 26 submuestrasindependientes de sujetos, que resultaronasimismo muy heterogéneas en su propiacomposición interna �de conformidad connuestro objetivo de contar en lo posible conuna muestra representativa de la poblacióngeneral de trabajadores�. El tamaño mediode las submuestras fue de 19,26 sujetos (Dt =4.951), con un mínimo de 10 sujetos y unmáximo de 30 sujetos por submuestra. Apro-ximadamente se repartieron el doble de pro-tocolos de los que se recogieron finalmente�en algunos casos la participación se redujo asólo un 20% del total de protocolos entrega-dos�.

Instrumento.�Se elaboró un cuestionario�con el título de Encuesta de Calidad de Viday Salud Laborales� compuesto por un total de89 preguntas: 87 preguntas con dos ítemsindependientes cada una �v.g.: la pregunta nº86 sobre «apoyo social percibido» se abría enlos dos ítems siguientes: el ítem 86f «frecuen-cia de apoyo social percibido»2 y el ítem 86e«eficacia del apoyo social percibido»�, y 2 pre-

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1 En el protocolo de preguntas sólo se pedía alencuestado que indicara su «sexo», indicándose única-mente: SEXO: ________ , sin que se especificara símbo-lo alguno que identificara hombre o mujer. De ahí, quehaya sido posible que en algunos protocolos en donde elsujeto sólo había contestado «H» y que nosotros inter-pretamos en todo caso como H = «hombre», en reali-dad se quisiera significar H = «hembra» por mujer. Estahipotética confusión habría inflado, por consiguiente, elporcentaje de varones que se registra en esta muestra.En versiones posteriores del protocolo se ha subsanadoeste error, puntualizándose ya: SEXO: H (hombre) y M(mujer).

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

guntas �las dos preguntas relativas a la expe-riencia laboral del trabajador� con un soloítem cada una de ellas. El cuestionario com-prendía, pues, un total de 176 ítems, de todoslos cuales en este estudio sólo utilizaremos166 ítems, que se distribuyen por condicionesde la siguiente forma: 23 ítems para las con-diciones de trabajo; 39 ítems para las condi-ciones de adaptación; 20 ítems para las condi-ciones de ajuste; 74 ítems para las condicio-nes de experiencia subjetiva; 8 ítems para lasvariables de control; y los 2 ítems restantespara medir la experiencia laboral�3. Procura-mos que el contenido de las diversas pregun-tas fuera de aprehensión inmediata por partede los trabajadores participantes, y que losítems estuvieran redactados en unos térmi-nos a la vez sencillos y comprensibles, de con-formidad con el diseño de escalas e instru-mentos en este campo �v.g.: el Job ContentQuestionnaire (Karasek et al, 1998)�, y aefectos de que su procesamiento cognitivo yemocional se redujera lo más posible (Fresse& Zapf, 1988). A la versión final del instru-mento se llegó tras someter a prueba variasversiones iniciales con muestras de sujetos detamaño reducido. Los ítems correspondientesa cada escala fueron distribuidos aleatoria-mente en el protocolo de preguntas definitivo.Las respuestas se debían efectuar sobre unaescala de tipo Likert de 8 puntos, siendo: 7 =valor extremadamente alto, 6 = valor mode-radamente alto; 5 = valor ligeramente alto; 4= valor intermedio; 3 = valor ligeramentebajo; 2 = valor moderadamente bajo; y 1 =valor extremadamente bajo. El valor = 0correspondía al valor nulo (condición inexis-tente para un determinado trabajo/trabaja-dor). Todos los análisis se efectuaron con elpaquete estadístico SPSS 11.5 para Win-dows.

Procedimiento.�Los sujetos de la muestrase autoadministraron el cuestionario bien en

el gabinete de psicología o bien en su propiocentro de trabajo. La submuestra nº 1 (N =10) cumplimentó el cuestionario de una for-ma más controlada: cada sujeto contestó a laspreguntas individualmente en presencia delautor, quien conocía las circunstancias labo-rales que concurrían en cada caso.

RESULTADOS

Análisis preliminares

Submuestras.�Pese a que este estudio nose dirigía a ninguna población de trabajado-res en particular, se efectuó no obstante unacomparación entre las diferentes submues-tras para comprobar que no hubiera unpatrón de datos marcadamente distinto enalguna de ellas. Como submuestra de refe-rencia (submuestra criterio) se adoptó la sub-muestra nº 1�una submuestra cuyo procedi-miento de recogida de datos estuvo algo máscontrolado, según venimos comentando�. Seefectuó la comparación de las submuestrastomando como base las respuestas dadas alprimer ítem �ítems a y f� de las seis pregun-tas relativas a las variables de control�ítems: 12a, 29a, 47a, 66f, 70a, y 83f (Tabla16)�, y también las respuestas dadas al pri-mer ítem de otras nueve diferentes preguntassobre condiciones teóricas, que fueron selec-cionadas al azar �una por cada decena, segúnel orden previamente asignado a las distintaspreguntas� de entre todas las preguntas delcuestionario, �ítems: 3f, 11f, 28a, 38a, 46f,55p, 61f, 77f y 88f�. En total, pues, se dispusode un conjunto de 15 ítems para la compara-ción de las submuestras. Los resultados obte-nidos en la prueba de Kolmogorov-Smirnov(K-S) pusieron de manifiesto que ningunasubmuestra difería significativamente de lamuestra criterio, puesto que de las 375 com-paraciones efectuadas en total (15 ítems x 26-1 submuestras = 375 comparaciones), sólo 9comparaciones (2,4% del total) arrojaron dife-rencias significativas. Además, estas diferen-cias no se concentraban en ninguna submues-



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.

tra en particular, según puede comprobarse acontinuación: de la comparación entre lassubmuestras nº 1 y nº 10 resultaron tres dife-rencias significativas, correspondientes a losítems «frecuencia de contactos con clientes»(Z = 1,409; p = .038), «actitud de trabajo posi-tiva« (Z = 1,380; p = .044), y «frecuencia demodulación del ritmo trabajo» (Z = 1,380; p =.044); y de la comparación entre las submues-tras nº 1 y nº 15 surgieron sólo dos diferenciassignificativas en los ítems «ajuste entre nece-sidades-recompensas» (Z = 1,420; p = .035), y«frecuencia de modulación del ritmo trabajo«(Z = 1,549; p = .016). Las cuatro restantesdiferencias significativas entre las submues-tras se dispersaron aún más: correspondien-do dos de ellas al ítem «actitud de trabajopositiva» �entre 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)�; y las dos restantes alítem «frecuencia de conflictos con jefes»�entre los grupos nº 1 y nº 7 (Z = 1,388; p=.042)� y al ítem «frecuencia de consumo detabaco» �entre los grupos nº 1 y nº 8 (Z =1,565; p = .015)�.

Para examinar el impacto particular de lassubmuestras nª 10 y nº 15 sobre la muestratotal, a continuación �utilizando la prueba deKruskall-Wallis para k muestras indepen-dientes� se compararon simultáneamente las26 submuestras con respecto a los l5 ítemsantes citados, y se obtuvieron los siguientesresultados: todas las submuestras en su con-junto diferían para 10 ítems y no diferíanpara los 5 ítems restantes �ítems 28a, 66f,70a, 77f y 83f�. Si se eliminaran los datos pro-cedentes de la submuestra nº 10 ello nosupondría modificación alguna en los resulta-dos obtenidos para el conjunto de todas lassubmuestras; si se eliminaran los datos de lasubmuestra nº 15, se elevaría ya a 7 el núme-ro de ítems para los que no habría diferenciaentre las 25 submuestras restantes �ademásde los cinco ítems citados anteriormente, seincluirían ahora los ítems 11f y 38a� ; y, porúltimo, si se suprimieran simultáneamentelos datos de las submuestras nº 10 y nº 15,

sería ya 9 el número de ítems que resultaríancon distribuciones iguales para las 24 sub-muestras restantes�se añadirían ahora a los7 ítems precedentes, los ítems 28a y 47a�. Seobserva, pues, que las submuestras nº 10 y nº15 sí ejercen una cierta distorsión sobre lamuestra total. Aun así, considerando que laeliminación de ambas submuestras tampocoresultaría definitiva y concluyente �puestoque todavía quedarían otros 6 ítems con dife-rencias significativas�, y dado, por otro lado,que se persiguen datos procedentes de unapoblación general de trabajadores, y a efectostambién de no perder tamaño de muestra, seoptó finalmente �pese a los resultados deestos análisis preliminares� por no descartarninguna de las submuestras, al menos paraesta primera fase de análisis de datos.

Sujetos.�Trasponiendo la matriz de datosoriginal, se obtuvo para cada sujeto la fre-cuencia de ítems válidos contestados y la des-viación típica inter-ítems intra-sujeto, a efec-tos de detectar posibles anomalías en elpatrón de respuestas de algunos de ellos.Este análisis puso de manifiesto que tan sóloun sujeto contestó por debajo de los 160 ítems�el sujeto nº 6 contestó solamente a 124ítems�, y únicamente otro sujeto tuvo un des-viación típica inter-ítems intra-sujeto pordebajo de los 2 puntos �el sujeto nº 49 tuvouna Dt = 1,78�. Estos resultados pusieron demanifiesto que, en general, los sujetos de lamuestra contestaron a la mayoría de las pre-guntas del cuestionario, y que graduaron susrespuestas a tenor de las posibilidades quebrindaba la escala de medida; de ahí que nose descartara a ningún sujeto de la muestrapara los análisis subsiguientes.

Descripción estadística de las variables

Condiciones de trabajo

Escala de tarea: propiedades cuantitativas(2 ítems).�La totalidad de los sujetos respon-dió a ambos ítems, y su rango de respuesta

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abarcó toda la amplitud de la escala de medi-da4. Los valores medios se aproximan a lamedia escalar teórica, situándose entre unvalor de tipo intermedio, valor = 4, y un valorde tipo ligeramente alto, valor = 5. Ambasdistribuciones muestran una asimetría nega-tiva en torno al medio punto, un poco másmarcada para la variable «cantidad de traba-jo actual» (asimetría = -,769); y ambas distri-buciones son leptocúrticas, en especial la dis-tribución de la variable «cantidad de trabajo»(curtosis = 0,983) �sin que por otra parte esteapuntamiento, como puede comprobarse,resulte excesivo (Tabla 1)�. Aunque las dis-tribuciones no se ajustan a la normal, seaproximan bastante a esta curva, según losresultados en la prueba de K-S �con (Z =3,452) y (Z = 3,546) para ritmo y cantidad detrabajo, respectivamente�.

Escala de tarea: aspectos cualitativos (3ítems).�También aquí, con una única excep-ción, todos los sujetos de la muestra respon-dieron a estos tres ítems (Tabla 2). Lasmedias están muy próximas a la media de laescala, situándose en torno a un valor = 4.Sus respectivas dispersiones se sitúan en tor-no a 1,5 puntos, siendo la dispersión mayor lacorrespondiente a la variable «variedad detareas» (Dt = 1,722). Sus distribuciones pre-senta una asimetría negativa ligera, lo queindica que la muestra de sujetos tiende a con-siderar que la dificultad, variedad y claridadde sus tareas por encima de un grado inter-medio �la distribución más simétrica corres-ponde a la variable «variedad de tareas» (asi-metría = -.174). Asimismo, la curtosis deestas variables es ligera; pero su signo difie-re: mientras que la variable «dificultad detareas» tiene una distribución leptocúrtica;

las distribuciones para las variables relativasa la variedad y claridad de tarea son ligera-mente pletocúrticas. Tampoco se ajustan a lanormal, pero en particular los valores Zresultantes en la prueba K-S para la variedady claridad de tareas no son demasiado eleva-dos (Z = 3,062) y (Z = 3,397).

Escala social: aspectos cuantitativos (3ítems).�Excepto en tres casos, todos los suje-tos de la muestra respondieron a estos tresítems, utilizando el rango completo de laescala de medida (Tabla 3). Sus medias sesitúan entre un valor intermedio, valor = 4, yun valor ligeramente alto, valor = 5; y guar-dan coherencia con lo que cabría esperar enuna población general de trabajadores: la fre-cuencia media de contactos con compañeros(M = 4,75) es superior a la frecuencia mediade contactos con jefes y/o clientes y/o usuarios(M = 3,91 y M = 3,88, respectivamente). Suvariabilidad es media alta, en torno a los 2puntos de Dt, en especial la variabilidad per-teneciente a la variable «frecuencia de con-tactos con clientes» (Dt = 2,398) �esto últimose justifica teniendo en cuenta que nuestramuestra de sujetos es muy heterogénea en lotocante a su actividad laboral�. Todas las dis-tribuciones de estas variables son asimétri-cas negativas, en especial la correspondientea la variable «frecuencia de contactos concompañeros» (asimetría = -.833), revelandoque la muestra de sujetos percibe la frecuen-cia de relaciones con sus compañeros no sóloalta, sino inclusive, en algunos casos, excesi-vamente alta �de hecho, un 23% de sujetosafirmaron que esta frecuencia es moderada-mente alta, y un 15,6%, que resultaba extre-madamente alta�. Por otro lado, aunque laasimetría resultante para la variable «fre-cuencia de contactos con clientes» es ligera(asimetría = -392), este valor enmascara quela distribución es de suyo una distribuciónmultimodal con frecuencias máximas paralos siguientes tres valores: valor = 0 (frecuen-cia = 17,2%), valor = 4 (frecuencia = 16,4%) yvalor = 6 (frecuencia = 17,6%). Precisamentepor este motivo es por el que su curtosis es la



4 Los valores = 0 registrados en estos ítems relativosa las condiciones de trabajo pueden obedecer más a unainercia al contestar que a otra cosa. Quizás en algunossujetos se haya producido la siguiente confusión: 0 =muy poco trabajo; en lugar de 0 = concepto nulo oinexistente que es el sentido recto que este valor tieneen la escala de medida.

más negativa que registran los tres ítems deesta escala. (curtosis = -1,137). Aunque sudistribución no es normal, sus valores K-Stampoco resultan excesivamente elevados (Z= 3,304; Z = 2,711; y Z = 3,772).

Escala social: aspectos cualitativos (15ítems).�Las frecuencias de respuesta porítem y sus rangos de valor no presentan dife-rencias significativas con respecto a los regis-trados en las condiciones precedentes (Tabla4). Sin embargo, en cuanto a medias y disper-siones estas variables que nos ocupan sí quepresentan una marcada diferencia: por unlado las variables relativas al aprecio y con-fianza otorgados al trabajador por clientes /jefes / compañeros presentan unas mediasmás elevadas que en los casos anteriores, des-tacando en especial las medias de las varia-bles «aprecio recibido de compañeros« (M =5,10) y «confianza profesional suscitada enjefes» (M = 4,93); y por otro lado las variablesrelativas a «quejas de mí al Departamento dePersonal» presentan unos valores mediosmuy reducidos �como cabría esperar según latasa de incidencia para estas actuaciones enel mundo laboral�, siendo la media inferiorabsoluta en esta escala la correspondiente a«frecuencia de quejas de mí al Departamentode Personal por parte de mis compañeros» (M= 0,30) y «frecuencia de quejas de mí alDepartamento de Personal por parte de misjefes» (M = 0,34). Las medias para las varia-bles relativas a conflictos ocupan una posi-ción intermedia entre los dos bloques devariables anteriores. La desviación típica esmás reducida para las variables de quejas alDepartamento de Personal, y más ampliapara las variables de conflicto �la mayorvariabilidad la presentan, de hecho, lasvariables «intensidad de conflictos con clien-tes» (Dt = 1,978) y «frecuencia de conflictoscon clientes» (Dt = 1,968), por las razones detrato con clientes antes comentadas�.

Estas distribuciones también reflejan unaclara dicotomía: para la distribución de lasvariables de aprecio/confianza percibidotenemos asimetrías negativas, en especial

para la distribución de las variables «apreciorecibido de clientes» (asimetría = -1,084) y«confianza profesional suscitada en compañe-ros» (asimetría = -1,060); y curtosis positivas,mayormente para la distribución de «confian-za profesional suscitada en compañeros»(curtosis = 1,918), indicando que los sujetosde la muestra tienden a sentirse bastanteconsiderados profesionalmente por sus com-pañeros de trabajo. Contrariamente, las dis-tribuciones para las variables de quejas aPersonal son fuertemente asimétricas, consigno positivo, destacando en especial las per-tenecientes a las variables «frecuencia dequejas de mí a Personal por compañeros»(asimetría = 4,296) y «gravedad de quejas demí a Personal por jefes» (asimetría = 4,008); yson asimismo excesivamente leptocúr-ticas�debido justamente al peso de las nume-rosas respuestas registradas con valor = 0(valor nulo, inexistente)�. La distribución deestas variables que venimos comentando nose ajusta a la curva normal �máximamentepara las citadas variables de quejas a perso-nal, que se asemejan a distribuciones de tipochi-cuadrado�.

Condiciones de adaptación

Escala de recursos laborales propios (7ítems).�En cuanto a frecuencia de respuestay rango, estos ítems siguen la misma tónicaque la registrada para los ítems de los epígra-fes anteriores (Tabla 5). Sin embargo, susmedias son más elevadas, indicando que lossujetos de la muestra se perciben con sufi-cientes recursos personales para hacer el tra-bajo �en especial se perciben con una «capaci-dad personal general» entre ligera y modera-damente alta (M = 5,46) y con buenas «habili-dades de solución de problemas de trabajo»(M = 5,35). La variabilidad de estas variablesse sitúa en torno a 1,5 puntos de Dt, desta-cando en especial la variabilidad correspon-diente a «resistencia física actual» (Dt =1,769). Sus distribuciones presentan todasellas asimetrías negativas, y sus apunta-

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mientos revelan que son leptocúrticas �aexcepción de la distribución para la variable«habilidad de ponerme en mi sitio para evitarabusos (habilidad asertiva)», cuya distribu-ción es mesocúrtica (curtosis = -.237). Estasdistribuciones tampoco se ajustan a la nor-mal, pero aún así algunas de ellas se aproxi-man bastante, según los resultados obtenidosen la prueba de K-S �v.g.: para la variable«habilidad de ponerme en mi sitio para evitarabusos» (Z = 3,395) o para la variable «habili-dades sociales con jefes y compañeros» (Z =3,710)�.

Escala de atribuciones sociales (16ítems).�Porcentajes de respuesta válida casidel 100%, y utilización del rango completo dela escala de medida (Tabla 6). Las medias sonmuy dispares entre sí, pero sus valores de dis-persión �a excepción de las dos variablesrelativas a la distribución injusta del traba-jo� están más próximos unos de otros. Lasmedias más elevadas se corresponden con lafrecuencia y gravedad del trabajo distribuidoinjustamente (M = 2,79; y M = 2,50 respecti-vamente); y las medias inferiores correspon-den a la persecución del trabajador por partede jefes y compañeros �la variable «gravedadde la persecución que sufro por parte de jefes»presenta la media inferior de la escala en tér-minos absolutos (M = .47). Las variablescorrespondientes a la percepción de otrasdiferentes manifestaciones de hostilidad�v.g.: intentos de anulación, asignación detareas inferiores�� que se dan sobre todo enel acoso laboral, presentan valores interme-dios entre los dos bloques de ítems anteriores.A excepción de la distribución para las varia-bles «frecuencia de la distribución del trabajoinjusta que sufro» y «gravedad en la distribu-ción del trabajo injusta que sufro» que son lasdos distribuciones más simétricas (asimetría= .240; y asimetría = .337, respectivamente)�aunque su frecuencia de valor = 0 (inexis-tente) es muy elevada (con N = 116, querepresenta el 23,2%; y con N = 268, que repre-senta el 53,5%; respectivamente)�, todas lasrestantes distribuciones presentan asimetrí-

as positivas �en especial para las variables«gravedad de persecución de los jefes» (asime-tría = 3,357)�. Asimismo, todas las distribu-ciones son leptocúrticas�excepto para las dosdistribuciones correspondientes a las varia-bles de frecuencia y gravedad de la distribu-ción del trabajo injusta (curtosis = -1,122; ycurtosis = -1,168; respectivamente)�. Algunosapuntamientos son excesivos como, por ejem-plo, los registrados para la frecuencia y gra-vedad de la persecución que sufre el trabaja-dor por parte de sus jefes (curtosis = 10,298; ycurtosis = 11,695; respectivamente), debido ala frecuencia de respuestas con valor = 0 �conN > 400 en ambas variables�. Estos apunta-mientos en las variables relativas a los dife-rentes aspectos que presenta la hostilidadlaboral, son de alguna forma los apuntamien-tos que cabría esperar, debido a la tasa deincidencia que registran estos comporta-mientos y actitudes hostiles en el ámbitolaboral. De hecho, a excepción de la distribu-ción que presentan las dos variables de repar-to del trabajo injusto �que, aun cuando no seajustan a la curva normal, sí están sin embar-go más próximas a esta distribución que lasrestantes variables�, las demás variablespresentan distribuciones de tipo chi-cuadra-do �semejantes a la distribución de las varia-bles de quejas del trabajador dadas al Depar-tamento de Personal pertenecientes a laEscala social: propiedades cualitativas�. Larazón de distribuir aquéllos ítems allí y estosotros ítems aquí, es porque las quejas a Per-sonal pueden constatarse más objetivamenteque la percepción de intentos de anulaciónpor parte de jefes y compañeros �interpreta-ciones de carácter mucho más subjetivo�.

Escala moduladora del trabajo (16 ítems).�Los estadísticos de frecuencia de respuestaválida y rango son similares a los registradospara las variables de las escalas anteriores(Tabla 7). Todas sus medias son positivas, ytienden a situarse en torno al valor medioteórico de la escala (valor = 3,5), destacandolas medias que registran las variables «efica-cia en la organización del trabajo» (M = 4,31)



y «eficacia de asentir (dar la razón) a los clien-tes o usuarios como estrategia para evitarconflictos» (M = 4,08). Las medias inferiorescorresponden a las variables «frecuencia depetición de ayuda a jefes y compañeros paravencer dificultades del trabajo» y «frecuenciade modulación del ritmo de trabajo», que sonexactamente igual en ambos casos (M = 2,92).Las distribuciones de estas variables sontodas asimétricas negativas �a excepción dela distribución para la variable «frecuencia depetición de ayuda ante dificultades» (Dt =0,091)� con valores de tipo medio, situadostodos ellos entre -0,176 y -0,851. En cuanto asu curtosis, la mayoría de estos ítems presen-tan distribuciones platicúrticas, a excepciónde las dos variables relativas a la organiza-ción del trabajo� «frecuencia de organizacióndel trabajo» (curtosis = 0,341) y «eficacia deorganización del trabajo» (curtosis = 0,295).La frecuencia de valor = 0 en estos ítems eselevada, en especial en los dos ítems relativosa agilizar trámites con los clientes, frecuenciay eficacia (19,6% y 20,8%, respectivamente)�estos valores elevados se explican porqueuna parte substancial de la muestra de suje-tos no trata directamente con clientes o usua-rios según venimos comentando�. Tambiénlos dos ítems relativos a la petición de ayudaante dificultades (13,4% y 15,8%), y los dosítems relativos a la modulación del ritmo detrabajo (17,8% y 19,2%) presentan una fre-cuencia de respuesta con valor = 0 que resul-ta muy elevada, lo que indica que algunas deestas estrategias de modulación del trabajo ono se aplican individualmente por parte deltrabajador o no pueden aplicarse debido auna organización del trabajo muy restrictiva.

Condiciones de ajuste

Escala de ajuste: cantidad (5 ítems).�Altratarse de ítems de ajuste, se trata de ítemsresultantes �diferencia obtenida entre losvalores actuales y los valores deseados parael mismo contenido básico de cada ítem�, porlo que su rango de respuesta es mayor que el

registrado para el resto de los ítems, que seencuentra acotado entre valores 0-7. Un sig-no negativo en los ítems de ajuste, significaque el valor deseado excede al valor actual.Por ejemplo: «consideración recibida dejefes», valor actual = 3; «consideración recibi-da de jefes», valor deseado = 5; luego «ajustede la consideración de jefes» = -2. Aquí, en laescala que nos ocupa, el rango registradopara los 5 ítems asciende a un valor de 12, conmínimos en -7 y máximos en +7 (Tabla 8). Susmedias son muy diversas entre sí, siendosuperiores y positivas en el caso de las varia-bles para calidad y cantidad de trabajo, ysiendo inferiores y negativas en los casos devariables de frecuencia de contactos con jefesy compañeros. Por su parte, la variable «ajus-te de la frecuencia de contactos con clientes»presenta una media prácticamente igual acero (M = .0503). Las dispersiones para lasvariables que nos ocupan son, sin embargo,bastante homogéneas entre sí a excepción dela correspondiente a la variable «ajuste de lafrecuencia de contactos con compañeros» queresulta un poco más baja (Dt = 1,269). Susasimetrías, de ambos signos, no son muymarcadas; y las distribuciones son todas ellasleptocúrticas, destacando el apuntamiento dela variable «ajuste de la frecuencia de contac-tos con compañeros» (curtosis = 6,359), debidojustamente a que la frecuencia de valoresigual a cero es muy elevada (con N = 309;representativa de un 61,7%). Tampoco estasvariables no se ajustan a la normal, pero enalgunos casos su distancia K-S no es excesi-va�v.g.: para «ajuste del ritmo de trabajo» (Z= 3,769); y para «ajuste de la cantidad de tra-bajo» (Z = 3,547)�.

Escala de ajuste: calidad (8 ítems).�Ran-gos comprendidos entre 14 y 11 puntos, yvalores mínimos entre -7 y -5 puntos, y máxi-mos entre +7 y +5 puntos (Tabla 9). Todas lasmedias son negativas �lo que indica que losvalores deseados superan a los valores actua-les�, destacando la media de la variable«ajuste de la claridad de tareas» (M = -1,28).Dispersiones comprendidas entre 1,1 y 2,1

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desviaciones típicas, siendo la mayor lacorrespondiente a la variable «ajuste de lavariedad de tareas» (Dt = 2,1356). En gene-ral, asimetrías pequeñas de ambos signos,siendo la mayor positiva la correspondiente ala variable «ajuste confianza profesional quesuscito en compañeros» (asimetría = .987), yla mayor negativa la de la variable «ajuste delaprecio recibido de jefes» (asimetría = -.495).Todas las distribuciones son leptocúrticas, enespecial la de «ajuste de la confianza profesio-nal que suscito en compañeros» (curtosis =4,593).

Escala de ajuste: recursos laborales (7ítems).�El rango mayoritario es igual a 12puntos, pero para el ítem «ajuste de la habili-dad de ponerme en mi sitio para evitar abu-sos» asciende a 14 puntos. El valor mínimo esde -7 puntos, y el máximo de +7 puntos (Tabla10). Las medias son casi todas ellas negativasy cercanas al medio punto �a excepción delajuste para los dos tipos de recursos persona-les que presentan el carácter más opuestoentre sí, a saber los recursos intelectuales yfísicos: «ajuste de la capacidad personal gene-ral» (M = 0,1940) y «ajuste de la resistenciafísica» (M = 0,4157), lo que significa que lamuestra de sujetos se atribuye más capaci-dad en ambos recursos de la que se juzganecesaria para el trabajo�. La variabilidad enesta escala es elevada, situándose todas susdesviaciones típicas entre Dt = 1.39 y Dt =2.0. Sus distribuciones, por otra parte, resul-tan bastante simétricas �sólo una de ellasalcanza un valor ligeramente superior a unpunto (asimetría = 1,097)�; y son marcada-mente leptocúrticas �debido a la predomi-nancia de frecuencias de ajuste con valor =0�. Estas variables no se ajustan a la normal.

Condiciones de experiencia subjetiva

Escala de BLPS: efectos del trabajo sobre elbienestar psicológico del trabajador, y otrasconsecuencias laborales (24 ítems).�Fre-cuencia de respuesta válida semejante a la de

epígrafes anteriores, y rango entre 0-7 puntospara todos los ítems. Medias muy variadas,siendo las medias más bajas las correspon-dientes a las dos variables de absentismo (M= 0,89; y M = 0,91), y la media más elevada lacorrespondiente a la variable «autoestimaprofesional positiva» (M = 5,42). La mayorparte de las restantes medias se sitúa entre1,5 y 4,5 puntos (Tabla 11). Todas las varian-zas se sitúan entre 1,1 y 2,4 desviaciones típi-cas �la desviación típica más elevada en tér-minos absolutos corresponde a la variable«intensidad de la intención de marcharme dela empresa» (Dt = 2,477)�. En cuanto a asi-metría y curtosis hay tres grupos muy dife-renciados de variables, según su distribución:un primer grupo tiene distribuciones prácti-camente simétricas o con una asimetríanegativa muy ligera, y que tienden a ser pla-ticúrticas �este grupo comprende las varia-bles relativas a la satisfacción laboral (satis-facción con las tareas, con los jefes, con losclientes), las variables referidas a las conse-cuencias emocionales laborales (agotamientoemocional, tensión laboral), y las variablesrelativas a los diferentes tipos de fatiga (fati-ga mental, fatiga física); un segundo grupo devariables presenta distribuciones con unaasimetría positiva más marcada, y tienden aser leptocúrticas �aunque no siempre�, y secorresponden con variables relativas a conse-cuencias y actitudes laborales más negativas(absentismo, aislamiento de jefes y compañe-ros, actitud negativa hacia el trabajo, grave-dad de los errores, e intención de irse de laempresa); y finalmente, hay un tercer grupode variables que tienen una distribución asi-métrica negativa en torno a un punto, y queson leptocúrticas �siendo en realidad bastan-te heterogéneas entre sí�, y que correspondena variables sobre consecuencias y actitudeslaborales de carácter más positivo (autoesti-ma profesional positiva, actitud positivahacia el trabajo), y en donde también se inclu-ye la variable «satisfacción con compañeros»�variable cuya distribución se diferencia dela distribución que presentan las restantesvariables de satisfacción�. Estos resultados



ponen de manifiesto que hay tres grupos dife-renciados de consecuencias laborales, ate-niéndonos a su distribución: consecuenciaslaborales que coinciden con lo que podríadenominarse una experiencia laboral más omenos habitual y rutinaria �v.g.: tensiónlaboral, fatiga mental�; consecuencias labora-les negativas que expresan cierta problemáti-ca y/o conflictividad laboral �v.g.: aislamientode compañeros en el trabajo�; y consecuenciaslaborales positivas que expresan una realiza-ción profesional personal, en el contexto deuna relaciones positivas con compañeros detrabajo �v.g.: autoestima profesional�.

Escala moduladora del trabajador (14ítems)5.�Rango y frecuencia de respuestaválida según lo habitual (Tabla 12). Mediasmuy variadas, siendo las menores las corres-pondientes a las dos variables de «consumode medicamentos» (M = 0,34; y M = 0,45), ylas mayores las registradas por las variablessobre desconexión del trabajo fuera de la jor-nada laboral (M = 4,41; y M = 4,61). Las dis-persiones son más homogéneas entre sí,situándose la mayoría de ellas entre 1,5 y 2desviaciones típicas. Las distribuciones pre-sentan asimetrías y curtosis muy variadas,destacando en especial las distribuciones quepresentan las dos variables de consumo demedicamentos, que son muy asimétricaspositivas y marcadamente leptocúrticas.

Escala de apoyo social (4 ítems).�Porcen-taje de respuesta válido prácticamente del100%, y amplitud de 7-0 para todos los ítemssin excepción (Tabla 13). Medias en torno acuatro puntos, un poco más bajas las corres-pondientes a la ayuda procedente de jefes quelas correspondientes a la ayuda procedentede familiares. Varianzas homogéneas, en tor-no a dos desviaciones típicas. Distribucionesasimétricas positivas moderadas, mayorespara las dos variables de apoyo familiar (asi-metría = -.679; y asimetría = -.762); y ligera-mente platicúrticas.

Escala de SML: daños del trabajo sobre lasalud mental del trabajador, y otras consecuen-cias sobre su salud en general (30 ítems).�Prácticamente la totalidad de la muestra con-testó a estos ítems (Tabla 14), a excepción delos dos ítems de accidentes laborales queregistraron una menor frecuencia de respues-tas válidas (con N = 445 para el ítem «acci-dentes laborales días de baja»; y con N = 456para el ítem «gravedad de los accidentes labo-rales»). El rango de todos los ítems es de 7,excepto para el ítem «días de baja por acci-dente laboral» que asciende a 365 (amplitud= 365-0). Las medias inferiores correspondena las variables para consumo de alcohol, gra-vedad de accidentes laborales y enfermedadesfísicas. Las medias superiores corresponden alas variables que miden la atención/percep-ción del trabajador respecto a su tarea y eltranscurso subjetivo del tiempo �la mediamayor de esta escala en términos absolutoscorresponde a la variable «frecuencia deabsorción de la atención por el trabajo» (M =4,64). Las varianzas se agrupan en torno a1,5 desviaciones típicas �salvo la correspon-diente a la variable «días de baja por acciden-te laboral» (Dt = 22,662). Tienden a predomi-nar las asimetrías positivas por debajo de unpunto �con algunas excepciones como ocurrecon los accidentes laborales (Dt = 11,919), elconsumo de alcohol y las enfermedades físi-cas�. La curtosis es asimismo muy variada, yexiste prácticamente el mismo número dedistribuciones leptocúrticas que platicúrti-

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5 Dentro de esta escala se incluyen dos ítems sobre«consumo de medicamentos«. Estos mismos ítems bienpudieran haberse incluido en la Escala de Apoyo Profe-sional. Sin embargo, en un principio, se han incluido enla escala que nos ocupa teniendo en cuenta que el con-sumo de medicamentos se destina a la reducción de latensión laboral del trabajador (modulación del trabaja-dor), y dado que en el protocolo de preguntas no seespecificaba si las medicinas se tomaban por prescrip-ción médica. Paralelamente, se han incluido en estaescala dos ítems sobre «dificultad de olvidarse del traba-jo fuera de la jornada laboral», que bien pudieranponerse en la Escala de BPLS (efectos del trabajo sobre laatención/pensamiento). No obstante, se han incluidoaquí atendiendo a que la citada dificultad surge a resul-tas de un intento previo deliberado de quitarse el traba-jo de la cabeza (modulación del trabajador).

cas. Sus distribuciones no se ajustan a la nor-mal. Por otro lado, se observan marcadasdiferencias en el reconocimiento de síntomasespecíficos y patología en general por partedel propio trabajador interesado �debido elloen parte a la propia frecuencia de ocurrenciade estos diversos síntomas y patologías en elmundo laboral, y atribuible también quizás adiferentes grados de distorsión motivacionalen lo relativo a la aceptación de ciertas alte-raciones psicológicas como alteraciones pro-pias�6. Así, los histogramas más positiva-mente asimétricos corresponden, fuera de loscitados para accidentes laborales, a síntomastales como depresión, miedo, dificultad deconcentración, y consumo de tabaco y alcohol�en todas estas variables el histograma pre-senta una elevada frecuencia de respuestasválidas igual a cero�. Otros histogramas sonigualmente asimétricos positivos, pero pre-sentan sin embargo un escalonamiento devalores mucho más gradual que en los casosanteriores: se trata de las distribuciones paraaquellos síntomas que quizás se encuentrenmenos estigmatizados socialmente, talescomo síntomas de irritabilidad, efectos deltrabajo sobre el sueño, y cansancio muscularo apatía.

Escala de ayuda profesional (2 ítems).�Enambos ítems se ha utilizado el rango completode la escala de medidas (Tabla 15). Mediasmuy bajas, por debajo todas ellas del mediopunto; y valores de dispersión homogéneos, entorno a una desviación típica. Sus distribucio-nes son marcadamente asimétricas positivas,y leptocúrticas �mayormente por la elevadafrecuencia de respuestas válidas igual a cero(ayuda profesional inexistente)�.

Variables de control y de experiencia laboral

Variables de control de las condicionesbásicas (8 ítems).�Frecuencia de respuestaválida casi del 100% de la muestra, y rangocompleto de valores (amplitud = 7-0). Mediasmuy diversas, comprendidas entre 1,2 y 4,5puntos, siendo las menores las correspon-dientes a problemas personales, y las mayo-res las correspondientes a identificación conel trabajo actual, y ajuste entre habilidadespropias y exigencias del puesto de trabajo(Tabla 16). Varianzas homogéneas y eleva-das, situándose entre 1,6 y 1,9 desviacionestípicas. Asimetrías de ambos signos, siendomás marcadas las asimetrías positivas �rela-tivas a los diferentes problemas personalesque afectan a la salud y al desempeño�. Lacurtosis sin embargo no es muy acentuada�todas por debajo de un punto�, predominan-do las de signo positivo �sólo son platicúrticaslas distribuciones para las variables «ajustenecesidades-recompensas», y «satisfaccióncon el salario».

Experiencia laboral (2 ítems).�La mediade antigüedad en el puesto de trabajo actualresulta inferior en un punto (M = 4,59 años) ala media de antigüedad en la misma activi-dad laboral (M = 5,61 años). Ambas variablespresentan distribuciones asimétricas positi-vas, y leptocúrticas �en especial la de lavariable «antigüedad en el puesto actual»(curtosis = 11,543) (Tabla 16)�.

Factorización

Se recurrió al método de extracción decomponentes principales, que es el más resis-tente cuando se vulnera la normalidad de lasdistribuciones. Previo a todo, los resultadosobtenidos en todas las escalas utilizando laprueba de esfericidad de Bartlett (p = .000),nos permitieron efectuar sin más la factoriza-ción de las diferentes escalas. En el presenteestudio exploratorio, hemos excluido de lafactorización todos aquellos ítems que pre-



6 Posiblemente, la distorsión motivacional puedehaber estado facilitada involuntariamente en nuestroestudio porque las empresas en donde se ha pasado elcuestionario han sido, en general, muy pequeñas, y estehecho junto con el tener que indicar los sujetos de lamuestra sus datos de edad, sexo, � puede haber com-prometido el anonimato al 100% de los trabajadoresparticipantes.

sentaban una asimetría superior a 1,5 pun-tos, a efectos de no tener que recurrir a efec-tuar la transformación de estas variables�v.g.: transformación de raíz cuadrada��que si bien normalizarían sus distribuciones,ello sería a costa de perderse la interpreta-ción inmediata de sus respectivos pesos facto-riales. En el resumen de los resultados de fac-torización (Tabla 17), se hace constar el por-centaje de la varianza acumulado para lossucesivos componentes extraídos.

Escala de tarea: propiedades cuantitativas(2 ítems). La correlación entre las dos varia-bles de esta escala es moderada7 (rxy = .657) ysignificativa. Se extrae un único componentefactorial con el que se explica el 82,833% de lavarianza.

Escala de tarea: aspectos cualitativos (3ítems).�Sólo es significativa la correlaciónque resulta entre variedad y dificultad detareas (rxy = .401). Se extraen dos componen-tes factoriales que en su conjunto explican en80,278% acumulado de la varianza. El pri-mer componente recoge saturaciones altas ypositivas para las variables de dificultad yvariedad de tareas, y en el segundo compo-nente satura especialmente la claridad detareas.

Escala social: aspectos cuantitativos (3ítems).�Todas las correlaciones son bajas,aunque resultan significativas. Sólo se extraeun componente factorial �con saturacionesaltas, positivas y con valores muy próximospara las variables «frecuencia de contactoscon jefes» y «frecuencia de contactos con com-pañeros»�, que explica el 47,66% acumuladode la varianza. De forzarse la extracción deun segundo factor, se llegaría a explicar has-ta el 76,602% acumulado de la varianza.

Escala social: aspectos cualitativos (11ítems).�Excluidas las cuatro variables conasimetría superior a 1,5 (Tabla 4). Predomi-nan las correlaciones significativas. Seextraen cuatro componentes factoriales queexplican el 72,513% acumulado de varianza�seleccionando únicamente los dos primerosse llegaría a explicar el 49,37% de la varian-za�. En el primer componente saturan alto ypositivo todas las variables relativas a con-flictos �intensidad, frecuencia� con compañe-ros, jefes y clientes; y en el segundo compo-nente saturan con valores intermedios lasvariables de confianza/aprecio percibido decompañeros, jefes y clientes.

Escala de recursos laborales propios (7ítems).�Prácticamente todas las correlacio-nes de la matriz resultan significativas. Lascorrelaciones más elevadas de entre todas seproducen entre las variables «capacidad per-sonal general» y «habilidad de solución deproblemas de trabajo» (rxy = .425); y entre lasvariables «habilidades sociales con clientes ousuarios» y «habilidades sociales con compa-ñeros» (rxy = .416). Se extraen dos componen-tes que explican el 49,47% acumulado devarianza. En el primer componente �queexplica el 34,514% de la varianza�saturantodas las variables positivamente, destacan-do «habilidades sociales con compañeros» y«fortaleza emocional»; y en el segundo compo-nente �que explica sólo un 14,958% de lavarianza� destacan las saturaciones de lavariable «habilidad de ponerme en mi sitiopara evitar abusos», con saturación mediapositiva, y la de la variable «capacidad perso-nal general» y «resistencia física» ambas consaturación media negativa.

Escala de atribuciones sociales (6 ítems).�Excluidas las diez variables con asimetríasuperior a 1,5 (Tabla 6). Todas las correlacio-nes de la matriz sin excepción son significati-vas, destacando las altas correlaciones exis-tentes entre «gravedad de los intentos de anu-larme por parte de jefes», y «frecuencia de losintentos anularme por parte de jefes» (rxy =.848); entre «distribución injusta de tareas:

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7 Seguiremos aquí la clasificación de COHEN Y HOLLI-DAY (1982) para medir la fuerza de las relaciones: hasta0,19 relación muy baja; de 0,20 a 0,39 relación baja; de0,40 a 0,69 relación modesta; de 0,70 a 0,89 relaciónalta; y superior a 0,90 relación muy alta.

frecuencia» y «distribución injusta de tareas:gravedad» (rxy = .832), y entre «intentos de ais-larme jefes: frecuencia» de «intentos de aislar-me jefes: gravedad» (rxy = .802) �lo que indicaque los sujetos de la muestra no diferenciansuficientemente entre las dimensiones de fre-cuencia y gravedad relativas a los mismoscontenidos�. Se extraen dos componentes fac-toriales, que explican un 77,07% acumuladode varianza. En el primer componente satu-ran alto y positivo todas las variables �queconfigurarían un componente de hostilidadmayormente de tipo sociopersonal�; y en elsegundo componente saturan alto y positivolas dos variables relativas a la distribución detrabajo injusta �que configurarían un compo-nente de hostilidad de tarea�.

Escala moduladora del trabajo (16 ítems).�Las correlaciones de la matriz son mayor-mente significativas. Son altas las correlacio-nes entre la frecuencia y eficacia estimadaspara las diferentes estrategias de modulaciónindividual �v.g.: para frecuencia y eficacia de«introducción de cambios contra la monoto-nía del trabajo» (rxy = .731), de «búsqueda derelación social» (rxy = .759), de «agilizar trá-mites» (rxy = .788), y de «modulación del ritmode trabajo» (rxy = .767)�. Se extraen seis com-ponentes factoriales que en su conjunto expli-can el 74,802% acumulado de la varianza�con sólo los cuatro primeros componentes seexplicaría el 60,22% acumulado de varian-za�. En el primer factor saturan alto lasvariables que regulan la tarea �v.g.: dosificartrabajo, modular su ritmo, organización deltrabajo��; en el segundo componente satu-ran alto y positivo las estrategias orientadasa reducir el impacto negativo del trato fre-cuente con clientes �v.g.: agilizar los trámitescon los clientes, asentir (dar la razón) a lo quedigan los clientes para evitar conflictos�; enel tercer componente se recogen saturacionesaltas y negativas respecto a buscar relaciónsocial en el trabajo para vencer el aislamien-to; y en el cuarto factor saturan las variablesde «petición de ayuda a jefes y compañerosante dificultades del trabajo».

Escala de ajuste: cantidad (5 ítems).�Lamatriz de correlaciones presenta correlacio-nes de ambos signos, y significativas en con-sonancia con los componentes resultantes. Seextraen dos componentes que explican el58,62% acumulado de varianza. En el primercomponente saturan alto y positivo las dosvariables de ajuste al trabajo, y en el segundocomponente saturan alto y positivo las varia-bles referentes a frecuencia de contactos conjefes y compañeros.

Escala de ajuste: calidad (8 ítems).�Correlaciones mayormente significativas, denaturaleza positiva �salvo algún que otrocaso aislado�. Las mayores correlacionescorresponden a los ajustes entre la dificultadde tareas y la variedad de tareas (rxy = .396),y a los ajustes entre la confianza profesionalotorgada por jefes y la otorgada por compañe-ros (rxy = .393). Se extraen dos factores queexplican un 46,464% acumulado de varianza.En el primer factor saturan alto y positivo lasvariables los ajustes relativos a la estimaciónprofesional recibida por el trabajador �ajustedel aprecio y de la confianza profesional otor-gada por jefes y compañeros�; y en el segundofactor saturan alto y positivo los ajustes rela-tivos a la dificultad y la variedad de tareas.

Escala de ajuste: recursos laborales (7ítems).�Todas las correlaciones resultantesson positivas y significativas. Destacan lascorrelaciones moderadas entre las variables«ajuste de habilidad personal general» y«ajuste de habilidad de solución de problemasde trabajo» (rxy = .401), y entre las variables«ajuste de la habilidad social con clientes» y«ajuste de la habilidad social con jefes y com-pañeros» (rxy = .471). Se extrae un único com-ponente factorial que explica por sí mismo el36,90% de la varianza �con un segundo factorse llegaría a explicar hasta el 50,726% devarianza�. En el primer componente desta-can las saturaciones positivas de las varia-bles «ajuste de las habilidades sociales conjefes y compañeros», «ajuste de las habilida-des sociales con clientes» y «ajuste de la forta-leza emocional».



Escala de BLPS: efectos del trabajo sobre elbienestar psicológico del trabajador, y otrasconsecuencias laborales (22 ítems).�Exclui-das las dos variables con asimetría superior a1,5 (las dos variables correspondientes alabsentismo). La matriz de correlaciones pre-senta mucha variedad en cuanto a signos yvalores �destacando en especial las correla-ciones entre la frecuencia e intensidad esti-mada para las mismas consecuencias labora-les�. Mayormente son significativas. Seextraen seis componentes que explican el66,79% acumulado de varianza �con sólo trescomponentes se explicaría ya el 49,49% devarianza�. En el primer componente saturanalto las variables de cansancio físico, mentaly emocional �v.g.: fatiga mental, aislamientoemocional, tensión laboral, fatiga física�; enel segundo componente presentan saturacio-nes altas y positivas las variables de satisfac-ción y actitud positiva hacia el trabajo, ysaturan negativo la intención de marcharsede la empresa y la actitud negativa hacia eltrabajo; y en el tercer componente saturanpositivo las variables de errores, y saturanegativo la «autoestima profesional positi-va». En los dos siguientes componentes satu-rarían alto las variables sobre «intención demarcharse de la empresa» con saturacionespositivas medias �el cuarto componente�, ylas variables de «fatiga física» con saturacio-nes negativas medias �en el quinto compo-nente�. Por último, en el sexto componentesaturan alto positivo principalmente lasvariables de aislamiento social.

Escala moduladora del trabajador (12ítems).�Excluidas las dos variables con asi-metría superior a 1,5 (las dos variablescorrespondientes al consumo de medicamen-tos). Matriz de correlaciones de ambos signos,predominando los signos positivos, siendosignificativas al 50% de ellas aproximada-mente. Se extraen cinco componentes facto-riales que explican el 78,408% acumulado dela varianza. En el primer componente satu-ran alto y positivo las variables de relajación,evasión mental y distracción social; en el

segundo componente saturan positivamentelas variables de dificultad de olvidarme deltrabajo fuera de la jornada, y saturan negati-vamente las variables de eficacia y frecuenciade desconexión del trabajo; en el tercer com-ponente saturan muy alto y positivo las dosvariables de «habilidades de negociación».Por último, en los componentes cuarto y quin-to saturan positivo todas las variables de des-conexión del trabajo fuera de la jornada labo-ral, y las dos variables de distracción social�respectivamente�.

Escala de apoyo social (4 ítems). Todas lascorrelaciones de la matriz son positivas, yresultan significativas �destacando las altascorrelaciones para los pares de frecuencia yeficacia de apoyo familiar (rxy = .827) y de apo-yo de jefes (rxy = .793)�. Se extraen dos com-ponentes que explican el 90,544% acumuladode la varianza. En el primer componentesaturan con valores medios y positivos todaslas variables �componente que explica por sísólo el 56,318% de la varianza�; y en el segun-do componente hay saturaciones de ambossignos, saturando de forma positiva las dosvariables de «apoyo de jefes» y saturando deforma negativa las dos variables de «apoyo defamiliares».

Escala de SML: daños del trabajo sobre lasalud mental del trabajador, y otras conse-cuencias sobre su salud en general (24 ítems).�Excluidas las seis variables con asimetríasuperior a 1,5 (las dos variables de acciden-tes laborales, las dos variables de consumode substancias y las dos variables de enfer-medades físicas). Predominan los signospositivos, y la significatividad en la matriz decorrelaciones. Se extraen siete componentesfactoriales que explican el 71,08% acumula-do de la varianza �con sólo cuatro componen-tes se explicaría el 55,57% de la varianza�.El primer componente explica el 30,99% dela toda la varianza, y recoge saturacionesaltas positivas de prácticamente todas lasvariables, destacando las saturaciones devariables relativas a síntomas de trastornosde ansiedad y del estado de ánimo. El segun-

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do componente �que explica ya únicamenteel 9,42% de la varianza� recoge saturacionesmedias positivas relativas a efectos positivosdel trabajo sobre la SML �v.g.: efectos sobrela autoestima positiva, estado de ánimo esti-mulante, y absorción por el trabajo durantela jornada�. En el tercer componente �quepor sí sólo explica el 8,17% de la varianza�saturan muy alto y positivo las dos variablesde consumo de tabaco; y en el cuarto compo-nente que explica el 6,98% de la varianzasaturan alto y negativo las dos variablesrelativas a la prolongación subjetiva de lajornada, y saturan con valor medio y positivolas dos variables relativas a sensaciones demiedo relacionadas con el trabajo y las dosvariables de consumo de tabaco. En los dossubsiguientes componentes factoriales �decarácter mucho más residual� destacan lassaturaciones negativas de la absorción por eltrabajo durante la jornada �en el quinto com-ponente�; y las dos variables de «prolonga-ción subjetiva de la jornada», con valor mediopositivo, y las variables de «irritabilida», convalor medio negativo �en el sexto componen-te�. El séptimo componente es completamen-te residual, y apenas explica varianza (Tabla17).

Por último, valga indicar aquí que lasvariables de apoyo profesional no se factori-zan porque, según comentamos más arriba,estas variables presentan unas asimetríasmuy marcadas; y tampoco se factorizan lasvariables de control y de experiencia laboralporque su inclusión en el modelo y en el pro-pio instrumento de medida no persigue talfin.

Por razones de espacio no podemos incluiraquí, ni comentar siquiera, las relacionesexistentes entre todos los componentes facto-riales extraídos para las distintas escalas delmodelo; pero si incluiremos no obstante, atítulo meramente indicativo, las correlacio-nes resultantes entre el primer componentefactorial extraído para las escalas correspon-dientes a las condiciones de trabajo, condicio-nes de adaptación y condiciones de ajustes, y

el primer componente factorial extraído parala Escala de BLPS y para la Escala de SML,tanto para todas aquellas variables con asi-metría inferior a 1,5 puntos (Tabla 18) comopara todas las variables del modelo sinexcepción (Tabla 19). Como se puede compro-bar, las correlaciones resultan estadística-mente significativas en la mayoría de loscasos �excepto en tres ocasiones: para laEscala social: propiedades cuantitativas,para la Escala de recursos laborales propios,y para la Escala de apoyo social8�. Destacaen especial, la alta correlación (.850) entre elprimer componente factorial de las dos esca-las de experiencia subjetiva �BLPS y SML�(Tablas 18-19). Como puede apreciarse noexiste prácticamente diferencia entre lascorrelaciones resultantes bien se incluyansólo aquellas variables más simétricas, biense incluya el conjunto total de variables. Elsigno de las correlaciones es igual para BLPSy para SML porque el primer componentefactorial de BLPS se refiere precisamente alcansancio físico, mental y emocional del tra-bajador. En su conjunto, globalmente, el pri-mer componente factorial de las distintasescalas de las condiciones de trabajo, condi-ciones de adaptación y condiciones de ajuste,explica el 51,70% de la varianza (análisis deregresión) del primer componente factorialde la Escala de BLPS; y todos los citadoscomponentes �incluido además el primercomponente factorial de la Escala de BLPS�explican el 75,70% del primer componentefactorial de la Escala de SML �en la factori-zación de variables con asimetría inferior a1,5 puntos�.



8 Valga añadir aquí que el primer componente fac-torial de estas escalas sí que tiene relaciones significati-vas con otros diferentes componentes factoriales de lasescalas BLPS y SML v.g.: el primer componente factorialde la Escala de apoyo social tiene correlaciones significa-tivas con el segundo componente factorial de la escalaSML (.289 para N = 481), y con el segundo y cuatrocomponente factorial de la escala BLPS (.365 para N =484; y .252 para N = 484, respectivamente).

DISCUSIÓN

En general, la descripción estadística delas variables ofrece unos valores dentro de loesperado para una población general de tra-bajadores: medias observadas próximas alvalor medio de la escala de medida para lascondiciones de naturaleza más externa al tra-bajador �condiciones de trabajo y condicionesde ajuste�; y medias más pronunciadas porencima y por debajo del valor medio de laescala según el aspecto de que se trate paralas condiciones intrínsecas al trabajador�condiciones de adaptación y condiciones deexperiencia subjetiva�. Las medias con valo-res inferiores en términos absolutos corres-ponden a algunos aspectos del acoso laboral ya diversa sintomatología psicopatológica�valores que reflejan la tasa de incidencia deestos diferentes hechos y consecuencias en elmundo laboral�. Aunque la distribución delas variables no se ajusta a la normal, tan sólounas pocas variables de entre todas ellas pre-sentan distribuciones marcadamente asimé-tricas �justamente aquellas variables conescasa tasa de incidencia, tales como absen-tismo o consumo de substancias, segúnhemos comentado�.

Según se desprende del resumen de losresultados de factorización (Tabla 17), contan sólo unos pocos componentes por escala�en el límite, con tan sólo un componente porfactor, caso por ejemplo de la Escala de tarea:propiedades cuantitativas� nos aproximamoso superamos una explicación de varianza acu-mulada por encima del 50%. Se extraen unnúmero mayor de componentes para las esca-las de BLPS y de SML, y para algunas escalasde modulación individual �en ambos casos,condiciones intrínsecas al trabajador�.

Aunque no se pretenda aquí efectuar unacomparación exhaustiva de este estudio coninvestigaciones precedentes, si conviene, sinembargo, comparar algunos de nuestrosresultados �aunque sólo sea parcialmente�con los resultados obtenidos por otros auto-res, a efectos de procurarnos una cierta vali-

dez convergente que afiance nuestras conclu-siones.

Los datos demográficos de la muestra deRequena (2000)9 son comparables a los nues-tros en cuanto a su edad y composición porgéneros: la edad media de su muestra es de37,49 años (Dt = 11,39), y la de la nuestra hasido de 33,02 años (Dt = 9,423); el porcentajede varones de su muestra es de 66%, y el denuestra muestra ha sido de 53,9%; sin embar-go, ambas muestras difieren un tanto encuanto a su antigüedad en la empresa: sumuestra tenía una antigüedad media de 9,64años (Dt = 10,26), y la nuestra ha sido de 4,59años (Dt = 4,91) �aquí ha podido jugar supapel la diferencia de tamaños muestrales,puesto que mientras la suya asciende a N =4.321, la nuestra ha sido de N = 501�. Sinembargo, su variabilidad es idéntica, como sedesprende de sus respectivos coeficientes devariación: allí CV = 93,9 y aquí CV = 93,4.

De conformidad con una prevalencia gene-ral por acoso laboral situada entre el 9%(González de Rivera, 2002) y el 12% (Piñuel yZabala, 2001) de la población trabajadora,nuestros resultados para algunas de lasactuaciones específicas del mobbing han sidolos siguientes: frecuencia de intentos de anu-lación por parte de jefes, 10,2%; frecuencia deasignación de tareas inferiores, 8,4%; e inten-tos de aislarme socialmente por parte dejefes, 6,2% �frecuencias acumuladas paravalores ≥, según nuestra escala de medida�.

En el estudio transcultural sobre burnouty apoyo social llevado a cabo por Malach et al.(2002), se estudian las funciones del apoyosocial �al contrario de nuestro estudio queconsidera las fuentes del apoyo social (Tabla14)�, pero existen ciertos paralelismos quepermiten establecer una comparación entreambos. Así, en su muestra USA �la muestra

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9 Datos procedentes de la Encuesta de Calidad deVida en el Trabajo (ECTV, 1999), Ministerio del Trabajo yAsuntos Sociales.

de población culturalmente más equiparablea nuestro país entre las distintas muestrasculturales que emplea�, su disponibilidad deapoyo (social) técnico (M = 4,90; Dt = 1,55)podría equivaler a nuestra frecuencia de apo-yo de jefes (M = 3,81; Dt = 1,79); y su disponi-bilidad de apoyo social no técnico �que com-prendería apoyo emocional, escucha, y com-partir la realidad social con el interesado� (M= 5,16; Dt = 1,38) podría equivaler a nuestrafrecuencia de apoyo familiar (M = 4,41; Dt =2,13). Sus medias son superiores porque suescala tiene rango 7-1 y nuestra escala tienerango 7-0; además, su dispersión es másreducida porque su muestra, N = 48, es noto-riamente inferior a nuestra muestra, N =501. Si equiparamos ambas escalas, supri-miendo las respuestas válidas igual a cero denuestro estudio, entonces nuestros mutuosresultados 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 ambasmuestras se verifica, además, que el apoyotécnico (apoyo de jefes) es menos frecuenteque el apoyo no técnico (apoyo familiar).Paralelamente, nuestras variables para otrotipo de apoyo social, el apoyo profesional (clí-nico) presentan ya unas distribuciones nota-blemente diferentes a las citadas anterior-mente (Tabla 15).

Otro estudio con el que podemos compararnuestros resultados, es el estudio de Burton,Lee y Holtom (2002) sobre absentismo. Aligual que muestran nuestros resultados�días de baja por accidente laboral (asimetría= 2,058; curtosis = 4,987)�, la distribución desu variable de absentismo �número de díasausente en los últimos 10 meses, según regis-tros organizacionales� no se ajusta a la nor-mal, y presenta una asimetría y curtosis posi-tivas (asimetría = 1,52; curtosis = 2,48). Sumedia mensual de absentismo generalasciende a 1,52 días mensuales (Dt = 1,39), yse reduce cuando se trata exclusivamente deabsentismo por enfermedad (M = 0,51; Dt =0,51); y nuestra media es de 0,89 días (Dt =

1,28). Las diferencias pueden obedecer tantoal período de tiempo que cubren ambas varia-bles cuanto a la metodología empleada �ellosemplean registros organizacionales objetivos,y nosotros estimaciones subjetivas del propiotrabajador�.

En el estudio de Requena (2000) la mediade satisfacción con la organización del traba-jo es igual a 3,65 �lo que supone una Z = 0,698respecto de su media escalar igual a 3 pun-tos�, y nuestros resultados para satisfacciónde tarea y para satisfacción con compañerosarrojan una media igual a 4,31 y 4,92 puntos,respectivamente �lo que supone unas pun-tuaciones típicas de Z = 0,530 y Z = 0,950 res-pecto de nuestra media escalar igual a 3,50puntos�. Como se observa, salvando las dife-rencias conceptuales y de escala de medida,los valores típicos resultan bastante próxi-mos. Paralelamente, en el estudio antes cita-do las buenas relaciones con compañeros ycon directivos alcanzan unos valores mediosde 4,16 y de 3,75 puntos, respectivamente�equivalentes a valores Z = 1,450 y Z =0,815 respecto de su media escalar igual a3 puntos� , y nuestros resultados para inten-sidad de conflictos con compañeros y con jefestienen una media de 1,34 y de 2,22 puntos,respectivamente �equivalentes a valores Z =1,304 y Z = 0,674, respecto de nuestramedia escalar igual a 3,50 puntos�. Valoressemejantes que presentamos en términosabsolutos para neutralizar la dirección de lapregunta: allí, buenas relaciones, y aquí con-flictos.

En la Encuesta de Calidad de Vida en elTrabajo también podemos encontrar algunospuntos de contacto con nuestros resultados.Por ejemplo, en la ECVT (2001) los porcenta-jes para satisfacción con la organización deltrabajo son los siguientes: 18,10% muy satis-fecho, 52,30% satisfecho, 17,60% indiferente,7,70% insatisfecho, 2,80% muy satisfecho, y1,50% ns/nc. El correlato más próximo ennuestro estudio es la satisfacción con las tare-as, cuya distribución es muy parecida a laanterior, equiparando ambas escalas de



medida: 21,20% para satisfacción moderada oextremadamente alta (valores 6 de nuestraescala), 56,80% para satisfacción ligeramen-te alta o intermedia (valores 5-4 de nuestraescala), 16,40% para satisfacción ligeramen-te baja o moderadamente baja (valores 3-2 denuestra escala), 3% para satisfacción extre-madamente baja (valor = 1 de nuestra esca-la), y 2,60% para valores nulos (valores = 0).

En el trabajo de Harned et al (2002) se pre-sentan medidas de satisfacción con el trabajo,con compañeros y con jefes que podemos utili-zar como puntos de referencia para nuestrospropios resultados. Allí �en puntuacionestípicas para salvar la diferencia de escalas demedida� 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 losvalores para satisfacción con tareas �el corre-lato más próximo a la satisfacción con el tra-bajo�, con compañeros y con jefes es de Z =0,530, Z = 0,950 y Z = 0,303.

Según Mack, Rosecan y Frances (2003) el40% de los trabajadores en EE.UU. utilizanlos programas de ayudas al empleado, y deaquéllos el 17% es por motivo de abuso desustancias, lo que resulta en un 6´80% deltotal de trabajadores que consumen substan-cias del total de trabajadores en activo. Seme-jantemente, en nuestro estudio tenemos unporcentaje de consumo de alcohol y/drogasdel 5% para valores de frecuencia de consumo4 �valor intermedio�, y del 6,6% para valoresde frecuencia de consumo ≥3 �valor ligera-mente bajo�.

Los componentes factoriales resultantesdependen obviamente del tipo de muestrasque se empleen, pero cuando las escalas sonde carácter intrínseco al trabajador (condicio-nes de tipo interno) estas escalas suelen sub-dividirse en un mayor número de componen-tes que las escalas de tipo externo. Así, aligual que sucede con nuestras condiciones deexperiencia subjetiva �las escalas para BLPSy para SML� y con las escalas de modulación

individual, que se subdividen en un mayornúmero de componentes factoriales, así mis-mo sucede con los constructos equivalentesde otros autores �v.g.: la escala de demandaspsicológicas del JCQ, Job Content Question-naire (Karasek et al, 1998) tiende a escindir-se en dos factores�.

El Burnout Measure (BM; Pines & Aron-son, 1988) tiene 21 ítems y aunque su estruc-tura es unidimensional (Corcoran, 1986; Jus-tice, Gold & Klein, 1981), a veces surgen tresdimensiones diferentes (Enzmann et al,1998), a saber: desmoralización, agotamien-to, y pérdida de motivo. De forma semejante,partiendo de los 21 ítems de nuestra Escalade BLPS: consecuencias laborales obtenemosun primer componente de carácter físico-emocional �donde saturan las variables deagotamiento emocional, tensión laboral, fati-ga física��, factor que por sí sólo explica el27,656% de la varianza. El correlato de ladimensión de desmoralización en nuestropropio estudio �que comprendería variablestales como la intención de marcharse de laempresa, la actitud de trabajo negativa��aparece como segundo componente, queexplica por sí mismo el 14,236% de la varian-za. En este mismo sentido, y al igual que sur-ge con la factorización de los ítems de la Esca-la de BLPS: consecuencias laborales, segúnvenimos discutiendo, el modelo de ajuste per-sona-ambiente (French, Caplan & Harrison,1982; y Kahn & Boysiete, 1992) también com-prende la existencia de unas primeras conse-cuencias negativas del trabajo sobre el traba-jador de carácter físico-emocional, y unassegundas consecuencias de carácter máscomportamental, que según la estructura delmodelo que nos ocupa se recogerían tanto ensubsiguientes componentes factoriales deBLPS, �v.g.: errores, absentismo�� como encomponentes factoriales de SML �v.g.: consu-mo de tabaco��.

Entre las limitaciones del presente trabajoestá el haber trabajado sólo con autoinformes�aunque las medidas objetivas también pre-sentan sus propias desventajas, decremen-

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tando las correlaciones reales�. En futurasfases de investigación, habría que refrendarno obstante los datos subjetivos con medidasde carácter más objetivo �v.g.: por la vía deconstrucción de índices según la Encuesta deCalidad de Vida en el Trabajo (2001)�; y efec-tuar su comparación con otros instrumentosde medida similares, aunque esto últimodeberá postponerse a cuando se llegue a unaversión definitiva de nuestro instrumento.De cualquier forma, debemos manifestar queel enfoque metodológico individual que se haseguido aquí, resulta apropiado porque elmodelo que nos ocupa se centra como varia-bles de salida en la experiencia subjetiva deltrabajador según su BLPS y SML (Frese &Zapf, 1988). Paralelamente, para reducir lamarcada discrepancia de algunas variablescon respecto a la curva normal, se podríanensayar diferentes alternativas a la redac-ción actual de las preguntas según figura enla Encuesta de Calidad de Vida y SaludLaborales �v.g.: «mis faltas de asistencia altrabajo (absentismo) han sido equivalentes(superiores, inferiores) a las de mis compañe-ros�. Si por lo menos, consiguiéramos paraestas variables unas distribuciones mássimétricas, ello nos permitiría incorporarlasdirectamente a los análisis estadísticos (aná-lisis de varianza�) junto con el resto de lasvariables �sin necesidad de transformar laspuntuaciones directas, por vía de raíz cuadra-da o de logaritmo neperiano, vaya por caso�.Quizás la construcción de un índice simple degrado �v.g.: índice de hostilidad en las condi-ciones de trabajo�� que se viene utilizandoen esta área de investigación �v.g. en el tra-bajo sobre acoso sexual en el trabajo de Har-ned et al (2002)� podría suponer una solu-ción. Por último, también resultaría aconse-jable estratificar la población por escalas ocu-pacionales para obtener datos mucho másgeneralizables.

Otra limitación metodológica del presenteestudio reside en su carácter transversal�esto es, no longitudinal� de la medida, pesea que el modelo que nos ocupa establece una

precisa cronología para la actuación y efectoscorrespondientes a las diferentes condicionesbásicas y moduladoras. Es asimismo otroasunto a abordar en el futuro, pero sinembargo al presente valga decir que un estu-dio longitudinal, aparte de tener sus propiosdetractores (Frese & Zapf, 1988) supone: (i)serias dificultades para mantener el anoni-mato de los trabajadores focales, y (ii) pasarde un simple autoinforme a costosos procesosde observación �algo que, obviamente, supo-ne un notable incremento de recursos perso-nales, materiales, temporales�, y el realizareste tipo de registros puede reducir, además,el acceso a empresas�. Entendemos, por otraparte, que antes de abordar el estudio longi-tudinal, es preferible disponer de unos resul-tados más completos y consolidados respectoal modelo en general.

CONCLUSIONES

Los resultados obtenidos en el presenteestudio de carácter exploratorio indican queel comportamiento de las variables, tanto ensu distribución como en su posterior agrupa-miento factorial, es conforme y se ajusta a lashipótesis preliminares planteadas inicial-mente. Además, por otra parte, nuestrosresultados casan bien y son consistentes conlos resultados de investigaciones preceden-tes, hecho que confiere un mayor respaldo alos datos recogidos de nuestra muestra desujetos trabajadores. Las correlaciones entrelos componentes factoriales resultan signifi-cativas en su mayor parte, y la proporción devarianza explicada para los consecuentessubjetivos �BLPS y SML�es considerable.Todo lo anterior nos pone en disposición depoder afrontar ya, a partir de ahora, el con-traste de otras hipótesis de carácter másfuerte derivadas igualmente del modelo, eincluso de someter a contraste la propiaestructura del modelo en su conjunto �esti-mación de parámetros para un modelo derelaciones estructurales lineales�. Un puntoimportante a desarrollar es precisamente el



de los mecanismos de transferencia de efectosdesde el BLPS del trabajador a su SML, par-te esencial del modelo de componentes comu-nes para BLPS y SML de Duro (2003).

Obviamente, quedan todavía por resolverciertos desafíos que nos ha planteado esteestudio �v.g.: variables con distribucionesmarcadamente asimétricas, y su agrupa-miento con variables con distribuciones máspróximas a la curva normal�, pero estosasuntos quedan ya aplazados para la investi-gación futura. Al igual que deberá abordarseen el futuro el diseño de un instrumento demedida de tamaño más proporcionado, y lasubsiguiente comprobación de la consistenciainterna �fiabilidad� y validez externa de susescalas de medida �a cotejar con la de otrosinstrumentos de medida preexistentes paraestrés, acoso laboral, burnout��.

Agradecimientos: a Vicente Zabaleta porsu revisión crítica del primer borrador delprotocolo de preguntas, a Alejandro DuroLópez por su trabajo en la grabación de losdatos, y a todos los alumnos de la asignaturade Calidad de Vida Laboral que han partici-pado en este estudio.

REFERENCIAS

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INFORMES Y ESTUDIOS


APÉNDICE



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

Notas. En la escala de medida, 7 es el valor más alto y 0 el valor más bajo. Entre paréntesis: número del ítem en elprotocolo de preguntas.



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

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

INFORMES Y ESTUDIOS


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




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

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



INFORMES Y ESTUDIOS


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




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

Notas. El ajuste se refiere a la diferencia entre los valores actuales y los valores deseados para los distintos ítems. Entreparéntesis: número del ítem en el protocolo de preguntas.

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


INFORMES Y ESTUDIOS


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




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

Notas. BLPS = bienestar laboral psicológico. En la escala de medida, 7 es el valor más alto y 0 el valor más bajo. En-tre paréntesis: número del ítem en el protocolo de preguntas.

INFORMES Y ESTUDIOS


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




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


INFORMES Y ESTUDIOS


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

DESCRIPTIVOS




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


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


INFORMES Y ESTUDIOS


TABLA 17. RESUMEN DEL PORCENTAJE DE LA VARIANZA ACUMULADOQUE EXPLICAN LOS COMPONENTES EXTRAÍDOS PARA LAS ESCALAS (a)

Notas. BLPS = bienestar laboral psicológico. SML = salud mental laboral.(a) Sólo se factorizaron las variables con asimetría inferior a 1,5 puntos.(b) No se efectuó el análisis factorial de esta escala (ver texto).



TABLA 18. CORRELACIONES DE PEARSON ENTRE LAS ESCALAS BLPS Y SMLY LAS RESTANTES ESCALAS(a)

Notas. BLPS = bienestar laboral psicológico. SML = salud mental laboral. N = número de sujetos. Las correlaciones serefieren al primer com-ponente factorial extraído para cada escala.(a) Sólo se factorizaron las variables con asimetría inferior a 1,5 puntos.(b) No se efectuó el análisis factorial de esta escala (ver texto).** p < .01 (bilateral).

INFORMES Y ESTUDIOS


TABLA 19. CORRELACIONES DE PEARSON ENTRE LAS ESCALAS BLPS Y SMLY LAS RESTANTES ESCALAS(a)

Notas. BLPS = bienestar laboral psicológico. SML = salud mental laboral. N = número de sujetos. Las correlaciones serefieren al primer componente factorial extraído para cada escala.(a) Se factorizaron todas las variables de la Encuesta de Calidad de Vida y Salud Laborales.** p < .01 (bilateral).



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INFORMES Y ESTUDIOS


RESUMEN El presente estudio de carácter exploratorio se basa en el modelo conjunto de calidad devida laboral (CVL) y de psicología social de la salud en el trabajo (PSST) propuesto porDuro (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) lle-nar de contenido �microestructura de variables� la macroestructura formal de condicionesy escalas recogida en su modelo, y (ii) someter a contraste algunas hipótesis iniciales sobredistribución y agrupamiento de variables, y sobre relaciones significativas entre las esca-las. Los resultados obtenidos �con una muestra de 501 sujetos trabajadores, que contesta-ron a 166 ítems de un cuestionario�, han puesto de manifiesto que: (i) las variables de lascondiciones de trabajo y de las condiciones de ajuste presentan unas distribuciones mássimétricas, y sus escalas precisan de un menor número de componentes factoriales paraexplicar un porcentaje razonable de varianza, que aquellas otras variables y escalas de lascondiciones de adaptación y de las condiciones de experiencia subjetiva �BLPS y SML�; y(b) existen correlaciones significativas entre los componentes factoriales de las escalas, yen 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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