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RESUMEN ANALISIS
El presente trabajo supone una replicación sistemática de la estructura bifactorial encontrada por Dedobbeleer y Béland (799 7) en un cuestionario de nueve ítems que medía clima hacía la Seguridad Laboral. Se construyó una escala con el mismo número de ítems constenidos similares que ha sido sometida a diversos análisis factoriales y confirmatorios mediante dos métodos de estimación: máxima verosimilitud y mínimos cuadrados. La estructura factorial que ha ofrecido un mejor ajuste global ha sido la de dos factores estimada mediante mínimos cuadrados. No obstante, la estructura de tres factores, siguiendo la propuesta de Brown y Holmes (1986), y la estructura de un solo factor también han encontrado un adecuado ajuste a los datos. El artículo enfatiza la necesidad de elaborar y fundamentar teóricamente el concepto de clima organizacional.
A systematic replication of the bifactorial structure found by Dedobbeleer & Béland (1991) is presented Dedobbeleer & Béland's questionnaire includes nine ítems and measures «Climate towards Occupational Safety». A new scale with similar number of ítems and similar contains is now created Several Confirmatory Factor Analysis with two ways of estimation. Maximum Likelihood and Generalized Least Squares ore conduced on new Climate scale. The factor structure with best global fit is the two factors with generalized least squares estimation. However both, a three factors structure took from Brown & Holmes (1986) and another one factor structure show adequate fit to data. Finally, this work pretends to enhance the necessity to create and to lay the theoric foundations of Organizational Climate concept.
Dos concepciones del clima organizacional hacia la seguridad conviven en la actualidad en la literatura psicológica. Por un lado, hay una concepción global que partiendo de la definición de Diterly y Schneider (1974) entiende el clima hacia la seguridad como todas aquellas percepciones o creencias que las personas tienen de sus ambientes laborales y que pueden servir como estímulos o antecedentes que guíen los comportamientos adecuados o inadecuados de las personas en el trabajo. Esta forma de entender el clima lleva a la construcción de escala ómnibus en las que se presenta ítems muy dispares sobre todos los aspectos de seguridad relevantes en una organización (acciones de la empresa en seguridad, actitud de los superiores, percepción de la causalidad de los accidentes, riesgos percibidos, etc.).
Dentro de esta concepción global, Zohar (1980) elaboró un cuestionario que contenía 40 ítems y que arrojó una estructura de ocho factores: 1) importancia de los programas de entrenamiento, medio mediante 6 ítems; 2) actitudes de la dirección hacia la seguridad (9 ítems); 3) efectos de la conducta segura en la promoción (7 ítems); 4) nivel de riesgo en el lugar de trabajo (5 ítems); 5) efectos del ritmo de trabajo en la seguridad (3 ítems); 6) estatus del encargado de seguridad (5 ítems); 7) efectos de la conducta segura en el estatus social (2 ítems); 8) estatus del comité de seguridad (3 ítems).
Mediante análisis factorial confirmatorio Brown y Holmes (1986) pusieron a prueba esta estructura, no encontrando apoyo a la misma. El ajuste del modelo con ocho factores era inadecuado y redujeron el número de ítems hasta 10. la estructura que quedó establecida era trifactorial: 1) percepción de los trabajadores de la preocupación de la dirección por el bienestar de los empleados (5 ítems y uno compartido con el tercer factor); 2) percepción de la actividad de la dirección para dar respuesta a esa preocupación (2 ítems), y 3) percepción del riesgo del trabajo (2 ítems y 1 compartido con el primer factor). Los factores estaban fuertemente correlacionados, excepto el dos y el tres. la estructura trifactorial obtuvo un buen ajuste mediante el método de máxima verosimilitud en un análisis factorial confirmatorio
Reduciendo de 10 a 9 el número de ítems y modificando el contenido para adaptarlo a la construcción, Dedobbeleer y Béland (1991) han puesto a prueba el anterior modelo de tres factores. Para los análisis factoriales confirmatorios se utilizaron dos métodos de estimación, máxima verosimilitud y mínimos cuadrados. Tras probar el ajuste de modelos de tres, dos y un factor, los autores aceptan el bifactorial por su mejor ajuste global, si bien el modelo trifactorial también mostraba un adecuado ajuste. los dos factores definidos por Dedobbleer y Béland son: 1) compromiso de la dirección en seguridad (5 ítems); y 2) compromiso de los trabajadores en seguridad (4 ítems).
El proceso seguido desde la escala de 40 ítems de Zohar hasta la más reducida de Dedobbeleer y Béland mantiene siempre con la concepción global del clima, introduciendo en todos los casos aspectos tanto de acciones y actitudes de la dirección, como de las actitudes y acciones de los supervisores, el compromiso de los propios trabajadores, o los riesgos de accidente percibidos.
La otra concepción del clima laboral hacia la seguridad, planteada en nuestro país por la línea de Investigación en Seguridad Laboral de la Universitat de Valencia, parte de una definición más restringida que entiende éste como la percepción de las acciones positivas emprendidas por la empresa hacia la seguridad (Oliver, Tomás, Islas y Meliá, 1992). Esta visión del clima viene representada operacionalmente por el cuestionario C3/15 de quince ítems, que separa y distingue este constructo de otros que pueden considerarse asociados como el riesgo, la respuesta de los compañeros, o la respuesta de los superiores y mandos intermedios en materia de seguridad. Los contenidos de los ítems de la escala C3/15 responden a tres factores teóricos: 1) estructura de seguridad en la empresa (existencia, funcionamiento, etc.); 2) acciones de la empresa en materia de seguridad, y 3) formación e incentivación que ofrece la empresa en aspectos de seguridad laboral.
Frente a la globalidad de los presentados por Zohar (1980), Brown y Holmes (1986) y Dedobbeleer y Béland (1991) en que se muestrean contenidos diversos referidos a cuestiones como el locus de control de los accidentes, o el equipo de protección, el cuestionario C3/15 muestrea el concepto de clima de forma más restringida y con mayor riqueza de ítems, de forma que pueda usarse como un instrumento de diagnóstico profesional útil en el campo de la Seguridad laboral.
La concepción restringida del clima organizacional hacia la seguridad que proponemos permite medir separadamente otros aspectos esenciales de la seguridad laboral como el riesgo basal y real, y las conductas hacia la seguridad de diversos niveles jerárquicos de la empresa. Al disponer de medidas independientes es posible evaluar los efectos de unas sobre otras permitiendo un mejor conocimiento de las cadenas de causación implicadas en la explicación de los accidentes laboral.
Una medida de clima «global» no podrá ser expuesta en relación con aspectos de riesgo y conducta al incluirlos parcialmente.
Es objetivo de este trabajo estudiar mediante análisis factorial confirmatorio la estructura de una escala de nueve ítems construida a partir de ítems de las diversas escalas que contiene la Batería de Seguridad laboral V3 (Meliá e Islas, 1991) y que presentaban contenidos similares a la escala de Dedobbeleer y Béland (1991).
Se trataba, específicamente, de comprobar el ajuste del modelo trifactorial propuesto por Brown y Holmes (1986), del bifactorial encontrado por Dedobbeleer y Béland (1991), y de la estructura unifactoríal rechazada por estos últimos.
Para extraer la muestra utilizada en el estudio se utilizaron los registros sobre siniestralidad laboral de la Conselleria de Treball i Afers Socials de la Generalitat Valenciana relativos al bienio 1990-91 (censo de todos los partes de accidentes). De las empresas listadas se constató las que, en los sectores industriales de más alto riesgo, tenían más accidentes y de ellas, al azar, se seleccionaron un número de empresas objeto de estudio. Tras contactar con éstas, y lograr su participación, se remitían nominalmente a los sujetos accidentados los cuestionarios, que tras cumplimentarse debían devolverse en un sobre cerrado. Las empresas remitían a su vez sobres con los cuestionarios a sujetos no accidentados equiparables profesionalmente a los accidentados de esa determinada empresa, teniendo en cuenta el puesto de trabajo ocupado.
Este procedimiento de obtención de la muestra pone el acento en el estudio de los sectores y empresas más expuestos a riesgos, y dentro de éstas a los puestos de trabajo más expuestos a riesgos. Este es precisamente el segmento de la población activa de especial interés para la investigación en seguridad laboral.
Fueron enviados cuestionarios nominales a más de 600 trabajadores de empresas sitas en el área metropolitana de Valencia, obteniéndose en total 182 cuestionarios válidos. La muestra resultante se compuso de un 39,56 % de no accidentados en ese periodo, un 48,9 % con uno o dos accidentes y el 10,44 %, que puede considerarse pluriaccidentado, con tres a seis accidentes.
De estos 182 trabajadores, un 89,01 % son hombres y un 10,44 % mujeres. Su edad oscila desde los 19 hasta los 57 años, con un 21,67 % en el intervalo de 26 a 32 años, y un 37,22 % mayores de 45 años. El 6,54 % no saben leer ni escribir, el 44,51 % tienen estudios primarios, el 27,47 % formación profesional, y el 21,43 % bachiller. Un 67,03 % son contratados fijos, un 14,29 % presentan contrato por terminación de tareas o en prácticas, y un 9,34 % contrato hasta seis meses; el porcentaje restante trabaja con contratos de 7 a 12 meses, de 1 a 3 años o a tiempo parcial. Referente a la posición jerárquica de los encuestados, un 92,31 % son empleados y un 5,49 % supervisores de primera línea.
Respecto a características de las empresas, el 58,24 % de los sujetos trabajan en empresas privadas, y el 41,76 % en públicas. Un 35,71 % de los trabajadores están ocupados en organizaciones con implantación nacional, un 29,12 % regional, un 22,53 % local, y un 16,24 % multinacional. Por ramos, un 25,82 % de sujetos trabajan en industrias del metal, un 23,28 % en la construcción y el 50 % restante se distribuye en empresas de servicios, industria de maquinaria y del papel.
Los aspectos medidos en el cuestionario de Dedobbeleer y Béland son completamente heterogéneos, no circunscribiéndose a las acciones especificas de la empresa. Para construir un cuestionario de estas características se utilizaron nueve ítems extraídos de la Batería de Seguridad laboral V3 (Meliá e Islas, 1991). En la Tabla 1 puede consultarse en paralelo los contenidos de los ítems de la escala de Dedobbeleer y Béland y la utilizada para la replicación de sus modelos factoriales.
Los ítems 1, 5 y 6 son las únicas medidas extraídas de la escala C3/15 de clima hacia la seguridad de la batería. Los ítems 2 y 4 han sido extraídos de la escala RS3/9 que intenta medir la respuesta que ofrecen los superiores y los mandos intermedios en materia de seguridad. El ítem 3 es una medida de disponibilidad del equipo de protección. los ítems 7 y 8 son ítems de riesgo percibido, mientras que el ítem 9 es una pregunta acerca del locus de control percibido de accidente.
La correspondencia de contenido entre los ítems es sólo aproximada, con matices importantes de enfoque y ámbito.
Se calculó la matriz de varianzas-covarianzas de los nueve ítems que componían la escala de Clima hacia la Seguridad mediante el paquete estadístico SYSTAT (Wilkinson, 1986).
La matriz de covarianzas se usó como entrada para los análisis factoriales confirmatorios realizados mediante el programa EQS (Bentier, 1989). Se comprobaron tres soluciones: tres factores, dos factores y un factor. Para cada modelo se realizaron cálculos mediante dos métodos de estimación de los parámetros: máxima verosimilitud y mínimos cuadrados generalizados. Este último método parece más adecuado que el de máxima verosimilitud para ítems de escala tipo likert (Dedobbeleer y Béland, 1991).
El modelo de tres factores basado en la estructura hipotetizada por Brown y Holmes (1986) estimado mediante máxima verosimilitud se presenta en la Figura 1.
La prueba de ajuste no ha resultado significativa, mostrando que el modelo reproduce adecuadamente la matriz de covarianzas observada entre las variables (X2 = 31.431, gl = 24, p = 0.14175). Por tanto, el modelo de Brown y Holmes se mantiene con nuestros ítems y datos, es plausible. Comprobado el ajuste trifactorial, se ha realizado un nuevo análisis reduciendo a dos los factores en base a la estructura planteada por Dedobbeleer y Béland (1991). El modelo y las estimaciones pueden verse en la Figura 2.
Los datos también apoyan el modelo de dos factores, por lo que la estructura resulta nuevamente factible (X2 = 36.307, g1 = 26, p = 0.08617). Dado que los dos modelos ajustan, ha sido realizada una prueba X2 sobre las diferencias entre ambos que revela que los dos ajustes no difieren significativamente (^ X2 = 4.876, ^ gl = 2, p > 0.05). Por ello, y como ajuste global se podría escoger el modelo de dos factores por ser más parsimonioso. Aún cuando Dedobbeleer y Béland (1991) no encontraron un buen ajuste cuando el modelo se reducía a un único factor, se ha intentado probar este modelo unifactoríal en la muestra actual (Figura 3); presentando un buen ajuste global (X2 = 38.850, gl = 27, p = 0.065). Se generaron entonces pruebas sobre las diferencias de este modelo unifactoríal frente a los bifactoriales y trifactoriales. Frente al modelo de tres factores las diferencias no han resultado significativas, mostrando que ambos modelos no ajustaban de forma significativamente diferente (^ x2 = 4.876, ^ gl = 3, p > 0. 1 ). Por su parte, la diferencia entre el modelo de dos factores y el de un solo factor tampoco resulta significativa (^ X2 = 2.543, ^ gi = 1, p > 0. l). En conclusión, los tres modelos de máxima verosimilitud estimados ofrecen un ajuste global adecuado, sin resultar ninguno significativamente distinto de los otros. Por razones de parsimonia el modelo más adecuado seria el monofactorial.
El mismo esquema de análisis se ha seguido para la estimación mediante mínimos cuadrados generalizados. Un primer análisis ha sido elaborado con la misma estructura trifactorial encontrada por Brown y Holmes (1986) y que resultó adecuada en la estimación máximo verosímil. Efectivamente, la estimación mínimo cuadrática ofrece un buen ajuste X2 = 26.366, g1 = 24, p = 0.33486). La adscripción de los ítems a los factores, así como las estimaciones del modelo pueden consultarse en la Figura 4. Se ha realizado un nuevo análisis para probar el ajuste del modelo de dos factores (Figura 5) tal y como lo planteaban Dedobbeleer y Béland (1991). El test X2 sobre las diferencias, que resulta estadísticamente no significativa (^ X2 = 1.685, ^ g1 = 2, p>0.1). Por tanto, la estructura a escoger por parsimonia seria la de dos factores. Por último, se ha efectuado un análisis confirmatorio con un único factor para comprobar si esta solución ajusta en nuestros datos por medio de la estimación mínimo cuadrática (Figura 6). Este modelo monofactorial presenta un ajuste adecuado (X2 = 32.260, gl = 27, p = 0.22258). Al igual que en la estimación máximo verosímil, se comprobó si existían diferencias entre el ajuste global encontrado con el modelo monofactorial y los de dos y tres factores respectivamente. No existen diferencias entre el ajuste monofactorial y el trifactorial ( ^ X2 = 6.234, ^ gi = 3, p>0.1). Por el contrario, si existen diferencias entre el modelo bifactorial y el monofactorial a favor del primero (^ X2 = 4.549, ^ gl = 1, p > 0.05). En cuanto al ajuste global en estimación mínima cuadrática el mejor modelo es el bifactorial, siempre teniendo en cuenta que los otros dos modelos son también satisfactorios.
Entre el modelo de dos factores obtenido mediante estimación mínimo cuadrática y el modelo unifactoríal escogido mediante la estimación máximo verosímil existen diferencias a favor del primero (^ xl = 10.799, ^ gl = 1, p < 0.005). Así pues, el modelo que presenta un mejor ajuste global es el de dos factores estimado por mínimos cuadrados generalizados.
Otra cuestión es si la estimación mínima cuadrática produce mejores estimaciones y mejor ajuste que el de máxima verosimilitud. Efectivamente, el ajuste global es mejor mediante mínimos cuadrados en los tres modelos (Tabla 2). Por su parte, tanto las estimaciones de asociación entre variables observadas y factores latentes (coeficientes de regresión estandarizados) como las estimaciones de los errores asociados a las variables (errores de predicción) son mejores desde mínimos cuadrados. Siendo más altos los coeficientes de regresión, y más bajos los errores de predicción (Figuras 1 a 6).
Al respecto de las asociaciones entre los factores y las variables observadas, pueden verse a lo largo de las seis figuras que son los ítems 7, 8 y 9 los que muestran un comportamiento menos adecuado. los ítems 8 y 9 son ítems que miden el riesgo percibido y el ítem 9 es una medida del locus de control. A nuestro juicio este comportamiento anómalo puede deberse a que estos ítems están más alejados del concepto de clima que miden el resto de los ítems. Así, el riesgo y el locus de control tienen mucho que ver con el tipo de trabajo en si mismo y no tanto con acciones que lleva a cabo la dirección de la empresa o los superiores y mandos intermedios, que es el contenido de otros ítems de la escala. El riesgo y la causalidad de los accidentes son, hasta cierto punto, independientes, y pueden separarse, de las actitudes o acciones que los directivos y mandos intermedios tengan en una empresa en materia de seguridad.
Nuestros análisis dan apoyo tanto a la estructura trifactorial obtenida por Brown y Holmes (1986), como a la bifactorial encontrada por Dedobbeleer y Béland. La estructura unidimensional, por su parte, no puede rechazarse mediante el índice X2 , aún cuando resulta conservador para muestras grandes (Bentier, 1980) como la utilizada en este estudio, y tampoco mediante razones de parsimonia. Y la estructura se mantiene a pesar de que las muestras son muy dispares tanto en contexto cultural como en tipo de trabajo, y de algunas diferencias, que pueden considerarse importantes, en el contenido de los ítems.
A nuestro entender, la escala presentada por Dedobbeleer y Béland (1991), aúna aspectos teórica y empíricamente discernibles. Especialmente los ítems de riesgo y locus de control difícilmente pueden entenderse como clima laboral hacia la seguridad y debieran medirse por separado. la escala de nueve ítems parece más bien una medida global de la situación en seguridad de una empresa, con pocos ítems para medir conceptos muy amplios. Parece que tras la medida de Dedobbeleer y Béland no hay una teoría del clima organizacional hacia la seguridad, sino una medida excesivamente heterogénea de aspectos de seguridad en el trabajo, que difícilmente puedan denominarse clima.
Por otra parte, en lo que al Análisis Factorial Confirmatorio se refiere no permite decidir claramente qué tipo de modelo es el más adecuado. El Análisis Factorial Confirmatorio no ayuda en la cuestión teórica de la definición del campo de variables a escoger e incluso de su estructura. No permite contrastar una determinada teoría de la estructura del clima. Por el contrario, y paradójicamente, la unión de ítems completamente dispares en una misma escala parece contribuir a la aparición de modelos con ajustes satisfactorios. Esta heterogeneidad parece contradictoria con la orientación clásica de construcción de cuestionarios en ciencias sociales, que se buscaban unidimensionalmente, consistentes, homogéneos, etcétera.
El modelo bifactorial de clima propuesto por Dedobbeleer y Béland (1991) puede sostenerse metodológicamente, pudiendo considerarse este trabajo una replicación sistemática del mismo donde se han variado las condiciones de la muestra, los ítems en cuestiones de enfoque y contenido, y la muestra misma. Sin embargo, en nuestra opinión el modelo de clima y el instrumento de medida de Dedobbeleer y Béland (1991) no presentan una fundamentación teórica adecuada, mezclando elementos heterogéneos en contenido, los cuales podrían facilitar la obtención de ajustes satisfactorios. Esta concepción global del clima dificulta la obtención de modelos explicativos de la accidentabilidad al presentar elementos de constructos que podrían requerir una medición explícita.
La discusión debiera, en nuestra opinión, trasladarse: 1) teóricamente, desde la cuestión de la dimensionalidad de las escalas hacia los mismos contenidos de los ítems; y 2) metodológicamente, desde los índices de ajuste y métodos de estimación a la propia validez.
La estructura debiera permanecer en un segundo plano al generar cuestionarlos, y debieran primarse aspectos de validez, de implicaciones prácticas, y uso efectivo y profesional de las escalas
El énfasis de la discusión no debiera ponerse primariamente en la elección del modelo factorial con mejores índices de ajuste, sino en la discusión teórica del modelo de clima hacia la seguridad que subyace al instrumento.
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