El trabajo y la familia se definen como los dos campos principales en los que vive la sociedad moderna. Dichos campos satisfacen las diversas demandas humanas y, al mismo tiempo, consisten en importantes fuentes de la felicidad. En las últimas décadas, ha aumentado no solo la proporción de familias con doble ingreso y el estrés laboral, sino también un cierto énfasis en la calidad de vida. Debido a dichos factores, se comenzó a prestar notablemente más atención a los conflictos trabajo-familia (Zhang et al., 2010).
Los conflictos trabajo-familia (work-family conflict, o WFC) y los conflictos de familia-trabajo (family-work conflict, o FWC) se refieren al conflicto de roles que se genera cuando el estrés laboral y el estrés familiar no se pueden coordinar en algunos aspectos. Este tipo de conflicto refleja el grado de incompatibilidad entre las responsabilidades que conlleva el rol del ámbito laboral y el rol del ámbito familiar (Greenhaus & Beutell, 1985). Aunque ya Gutek et al. (1991) demostraron la bidireccionalidad del WFC y el FWC, Netemeyer et al. (1996) destacaron que la mayoría de los estudios se concentraba en el análisis de los WFC.
El enfoque conceptual que adaptaron Netemeyer et al. (1996) se basa en la premisa de que los WFC y los FWC son formas distintas de conflicto entre roles, pero relacionadas entre sí. En esta forma de conflicto, las obligaciones que están asociadas a la pertenencia a una organización están en pugna con las presiones derivadas de la pertenencia a otros grupos (Kahn et al., 1964). La participación en el rol del trabajo (familia) se hace más difícil en virtud de la participación en el rol de la familia (trabajo; Greenhaus & Beutell, 1985). Así, las exigencias de un rol dificultan el desempeño del otro (Katz & Kahn, 1978). También, las investigaciones recientes sugieren que los WFC y los FWC son dos constructos distintos (Masuda et al., 2019; Raffenaud et al., 2020).
Con respecto a las variables que pueden influir en los WFC y el FWC, deben destacarse, a nivel individual, las diferencias de género y los rasgos de la personalidad. Aunque numerosos estudios encontraron diferencias significativas entre géneros (Behson, 2002; Posig & Kickul, 2004; Wallace, 1999), estas no se deben al género en sí sino a los roles que las personas desempeñan (Zhang et al., 2010). De esta manera, Lundberg y Frankenhaeuser (1999) mostraron que las mujeres son las principales encargadas del cuidado de los niños y las tareas del hogar, sin importar si trabajan o no. Por otro lado, Bruck y Allen (2003) encontraron asociaciones positivas entre la afectividad negativa y el WFC. Sin embargo, los resultados son inconsistentes e incluso contradictorios ya que algunos estudios no hallaron relaciones significativas entre el género y el WFC (Noor, 2004; Rahman et al., 2018), mientras que otros encontraron que las mujeres tienden a experimentar mayores niveles de WFC que sus parejas varones y que los niveles de FWC son similares entre ambos géneros (McElwain et al., 2005).
Al analizar las variables laborales, puede encontrarse que la carga horaria laboral fomenta los WFC (Fu & Shaffer, 2001), al igual que la devoción por el trabajo (Parasuraman & Simmers, 2001) y aquellas profesiones con elevados niveles de interdependencia y responsabilidad (Dierdorff & Ellington, 2008). Aunque cada vez más empresas ofrecen la posibilidad de trabajar desde el hogar o incluso family friendly programs, dichas medidas solo disminuyen levemente los WFC (Gajendran & Harrison, 2007; Perry-Smith & Blum, 2000).
Con el fin de evaluar las variables familiares que pueden incrementar los FWC, deben resaltarse los siguientes factores: la alta participación en asuntos familiares, la elevada demanda de tiempo por parte de la familia, el poco apoyo de la familia, el desacuerdo con la familia o con el cónyuge y las relaciones tensas (Parasuraman & Simmers, 2001). Además, la existencia y cantidad de hijos también puede aumentar los FWC (Grandey & Cropanzano, 1999; Luk & Shaffer, 2005).
Instrumentos psicométricos para la evaluación de los conflictos de familia-trabajo y de trabajo-familia
Con relación a los instrumentos psicométricos que evalúan los WFC y los FWC, se puede distinguir entre varios tipos de técnicas: (1) los instrumentos que solo cuantifican los conflictos, los instrumentos que solo cuantifican los intercambios positivos y los instrumentos que tienen en cuenta ambos factores, (2) los instrumentos que solo cuantifican una o ambas direcciones de conflicto (WFC y/o FWC), (3) los instrumentos que distinguen entre determinados tipos de conflicto (tiempo, tensiones y comportamiento) y (4) los instrumentos que tienen en cuenta ciertos tipos de conflicto y ambas direcciones de conflicto (Gabini, 2019).
Debido a la gran cantidad de instrumentos psicométricos disponibles, se van a detallar solo aquellos con validación en Latinoamérica. Por un lado, la Escala de Enriquecimiento Trabajo-Familia de Omar et al. (2015) evalúa la interacción positiva entre ambos dominios vitales (desde el trabajo a la familia y desde la familia al trabajo). Por otro lado, aunque la Escala de Interacción Trabajo-Familia (SWING) se validó en España con un total de 22 ítems que incluyen también la evaluación de los FWC (Moreno-Jiménez et al., 2009), se observa que la validación realizada en Argentina envuelve solamente el enriquecimiento trabajo-familia y el conflicto trabajo-familia (Gabini, 2017).
El presente estudio
Teniendo en cuenta la importancia de distinguir entre los dos constructos, WFC y FWC (Masuda et al., 2019; Raffenaud et al., 2020) y que en Argentina no existen instrumentos psicométricos validados que comprenden ambas direcciones de conflictos (los WFC y los FWC), el objetivo del presente estudio consistió en la traducción y validación del Work-Family Conflict and Family-Work Conflict Scales desarrolladas por Netemeyer et al. (1996). Este objetivo se basó en la necesidad de contar con un instrumento breve que no solo comprenda ambas direcciones de conflictos, sino que pueda ser utilizado también en estudios extensos que requieren de instrumentos muy concisos.
MÉTODO
Diseño
Siguiendo la clasificación de Montero y León (2007), se realizó un estudio instrumental, descriptivo y transversal de una población mediante encuesta.
Muestra
Se realizó un muestreo no probabilístico, intencional y por bola de nieve. La muestra se recolectó entre el 14 de septiembre y el 9 de noviembre de 2020 y estuvo conformada por 524 adultos ( M edad= 38.62, DE = 12.14, femenino = 401) residentes en Argentina. El 33% de los participantes provenía de la Ciudad Autónoma de Buenos Aires, el 54.6% de la Provincia de Buenos Aires y 12.4% de otras provincias de Argentina. En cuanto al nivel educativo, el 60% de los participantes tenía universitario completo, o superior.
Considerando la situación laboral, el 38.5% de los participantes se encontraba estudiando y trabajando y el 61.5% solo trabajaba. Como consecuencia de los cambios provocados por el contexto de la pandemia y las restricciones sanitarias, el 25.8% de los participantes manifestó que disminuyó la cantidad de trabajo con relación a lo laboral, el 23.1% indicó que se mantuvo y el 50.6% que aumentó. Por otro lado, el 2.7% de los participantes manifestó que disminuyó la cantidad de trabajo referido al hogar y la familia, el 33.2% informó que se mantuvo y el 64.1% que aumentó. En relación con la cantidad de personas con las que convivían, el 45.0% de los participantes vivía con 1 persona, el 18.7% con 2, el 21.9% con 3 y el 14.3% con 4 o más personas. El 39.4% de los participantes convivía solamente con su pareja y el 60.6% convivía con una persona que estaba a su cargo (niño/a y/o persona discapacitada y/o mayor) o con su pareja y, además, con una o más persona que estaban a su cargo.
Materiales
Work-Family Conflict and Family-Work Conflict Scales. Estas escalas fueron desarrolladas por Netemeyer et al. (1996) y evalúan dos factores. Por un lado, los WFC; es decir, el efecto que los conflictos laborales tienen sobre la vida familiar (por ejemplo, "La cantidad de tiempo que ocupa mi trabajo dificulta el cumplimiento de las responsabilidades familiares"). Por otro lado, los FWC; el efecto que los conflictos familiares tienen sobre el desempeño de las actividades laborales (por ejemplo, "Las cosas que quiero hacer en el trabajo no se hacen debido a las demandas de mi familia o mi cónyuge/pareja"). Cada factor dispone de cinco ítems que se responden en una escala likert de siete puntos (desde 1 = Totalmente en desacuerdo hasta 7 = Totalmente de acuerdo). En el estudio de desarrollo del instrumento, los autores obtuvieron consistencias internas de .82 ≤ α ≤ .90. La traducción al castellano fue realizada por tres psicólogos bilingües y, luego, se realizó la traducción inversa para poder debatir la idoneidad de las traducciones realizadas y, así, seleccionar aquellas que mejor se adaptaran a los ítems correspondientes de la versión original.
Symptom Assessment-45 Questionnaire (SA-45) de Sandín et al. (2008). Se utilizaron las subescalas ansiedad y depresión. Cada uno de estos factores se representa a través de 5 ítems y, para la contestación, se utiliza una escala likert de cinco puntos (desde 0 = Nada en absoluto hasta 4 = Mucho o extremadamente). En el presente estudio, las consistencias internas alcanzaron los siguientes valores: α = .85 para ansiedad y α = .87 para depresión. Debido a que la depresión y la ansiedad son los síntomas más frecuentes en la población (World Health Organization, 2018) y que las encuestas más cortas tienden a tener tasas de respuesta más altas (Marcus et al., 2007), se decidió no incluir el resto de las dimensiones del SA-45 en el presente estudio.
Procedimiento
Para recolectar los datos, se utilizó la plataforma digital de Google Forms. En la página inicial del cuestionario, se informaban los datos de contacto de los directores del estudio y la posibilidad de retirarse en cualquier momento de la investigación. Tras la aceptación del consentimiento informado, se accedió al cuestionario que se describe a continuación. A través de las redes sociales Facebook, Instagram y WhatsApp, se realizó el reclutamiento de los participantes.
Para la detección de valores atípicos multivariantes, se utilizó el método Minimum Covariance Determinant, desarrollado por Leys et al. (2018). De esta manera, se clasificaron un total de 57 observaciones como valores atípicos, por lo que se excluyeron de la muestra. Esta última quedó compuesta por 467 individuos (355 del género femenino).
Con el fin de evaluar la normalidad multivariante, se realizó el test de Mardia (1970) que constató que los ítems no representaban una normalidad multivariante.
Para la realización del análisis factorial confirmatorio, se evaluaron los ajustes del modelo a través de los índices ajustados χ2 de Yuan y Bentler (2000), que utilizan errores estándares robustos (MLR). Esta decisión se basó en que los ítems no representaban una normalidad multivariante según el test de Mardia (1970).
Según las indicaciones de Hu y Bentler (1999), un modelo puede considerarse adecuado cuando su ajuste toma los siguientes valores: error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) ≤ .06, residuo estandarizado cuadrático medio (SRMR) ≤ .08, índice de ajuste comparativo (CFI) ≥ .95, Tucker Lewis Index (TLI) ≥ .95.
Luego de realizar el análisis factorial confirmatorio, se utilizó el método propuesto por Saris et al. (2009) para revisar los índices de modificación y analizar la posibilidad de crear covarianzas residuales entre ítems que cargan en el mismo factor (Hair et al., 2019). Siguiendo las sugerencias de Byrne (2016), se comprobó el contenido de los ítems correspondientes y, sobre la base de este análisis, se crearon cuatro covarianzas residuales en total.
Para poder comprobar si el instrumento evalúa el mismo constructo sin importar el género de los participantes, se realizó un análisis de invarianza factorial. Este análisis es necesario si se pretende utilizar un instrumento psicométrico con el fin de realizar estudios de diferencias de grupos (Byrne, 2016). Debido al elevado número de participantes femeninos, se decidió utilizar el método de submuestreo que proponen Yoon y Lai (2018) para la realización del análisis multigrupo con muestras desbalanceadas. Para ello, se seleccionaron 100 muestras aleatorias de los participantes femeninos y cada una de estas submuestras se utilizó para el análisis de invarianza factorial junto con la muestra del grupo de participantes masculinos. De esta manera, el análisis de invarianza factorial se realizó 100 veces para diferentes subconjuntos de la muestra de participantes femeninos, mientras se utilizó para los 100 análisis la misma muestra en el grupo de participantes masculinos. Los estadísticos de ajuste se registraron para cada réplica y se calculó la media de cada estadístico de ajuste que se obtuvo en las 100 réplicas.
Se utilizó este método para cada uno de los modelos evaluados en los análisis multigrupos: en el modelo 2 (débil), se igualaron las cargas factoriales entre grupos; en el modelo 3 (fuerte), las cargas factoriales y los interceptos; en el modelo 4 (estricto), las cargas factoriales, los interceptos y los residuos. Para evaluar los cambios de los índices, se utilizaron los siguientes criterios: |ΔCFI| ≤ .010 según Cheung y Rensvold (2002) y |ΔRMSEA| ≤ .015 según Chen (2007).
Debido al incumplimiento con el supuesto de normalidad, se calcularon para el análisis de validez convergente las correlaciones parciales de Spearman y, como variables de control, se utilizaron la edad, el nivel educativo, el aumento de la cantidad de trabajo con relación a lo laboral y la cantidad de trabajo referida al hogar y la familia. Con respecto a las correlaciones y la determinación de posibles diferencias entre géneros, se utilizó la prueba z (Eid et al., 2011).
Con relación a los conflictos laborales que afectan en la vida familiar y los conflictos familiares que afectan en la vida laboral, se realizaron dos análisis de varianzas (ANOVA) para evaluar posibles diferencias entre géneros. Para ello, se utilizaron las mismas variables de control que en el análisis de validez convergente. Debido a la robustez del ANOVA frente a la violación de los supuestos de normalidad (Blanca et al., 2017; Glass et al., 1972; Harwell et al., 1992; Lix et al., 1996; Schmider et al., 2010), solo realizamos la prueba de Levene. Los resultados correspondientes evidenciaron que los conflictos familiares que afectan en el trabajo no exhibieron homogeneidad de varianzas (p = .002), por lo que se realizó una transformación de Yeo y Johnson (2000), tras lo cual esta variable cumplió con este requisito para la realización del análisis de varianzas (p= .483).
Análisis de datos
La detección de valores atípicos multivariantes se realizó a través del paquete MASS de Venables y Ripley (2002). Con el fin de analizar la normalidad multivariante, se utilizó el paquete MVN de Korkmaz et al. (2014). El análisis factorial confirmatorio y el análisis de la invarianza factorial se llevaron a cabo con la ayuda del paquete lavaan de Rosseel (2012). La transformación de Yeo y Johnson (2000) se realizó a través del paquete bestNormalize (Peterson & Cavanaugh, 2020), y el test de Levene y los ANOVA, con rstatix (Kassambara, 2020). A través del paquete psych de Revelle (2019), se realizó el cálculo de las consistencias internas (α y ω). La totalidad de los paquetes mencionados forma parte del software R de Core Team (2020) y, para todos los cálculos, se utilizó el valor de probabilidad p < .05.
RESULTADOS
Análisis Factorial Confirmatorio
Al realizar el análisis factorial confirmatorio, se advirtió en los índices de modificación la posibilidad de crear covarianzas residuales. Siguiendo las sugerencias de Byrne (2016), se analizaron los ítems correspondientes y, a causa de una determinada similitud con relación a sus contenidos, se decidió crear en total cuatro covarianzas residuales entre ítems que cargaban en el mismo factor: FWC_01 y FWC_02, FWC_04 y FWC_05, WFC_01 y WFC_03, WFC_02 y WFC_04. A raíz de esa operación y de las sugerencias de Hu y Bentler (1999), se puede observar que todos los índices de ajuste de la versión traducida se encontraron dentro de unos rangos adecuados: χ2(30) = 76.719, Factor de ajuste de la corrección de Yuan y Bentler (2000) = 1.079, p < .001, RMSEA = .060, 90%CI = .044 - .077, SRMR = .040, CFI = .990, TLI = .985.
Siguiendo las sugerencias de Hair et al. (2019), las cargas factoriales estandarizadas deben tomar valores ≥ .50 y, según Hinton et al. (2014), los coeficientes de homogeneidad corregidos deben ser ≥ .30. La Tabla 1 muestra que, con respecto a los tres criterios mencionados, el instrumento muestra propiedades psicométricas satisfactorias.
Invarianza factorial
En este punto, debe resaltarse que los dos participantes que se identificaron como otro no se incluyeron en el análisis ya que su número no era suficiente para el método estadístico. Como puede observarse en la Tabla 2, los cambios de los índices se ubicaron dentro de unos rangos adecuados con |ΔCFI| ≤ .010 según Cheung y Rensvold (2002) y |ΔRMSEA| ≤ .015 según Chen (2007). A partir de lo expresado anteriormente, es posible afirmar que el instrumento representa invarianza factorial con relación a los géneros; es decir, que el instrumento evalúa el mismo constructo independientemente del género del participante.
Ajuste de modelo |
Comparación de modelos |
|||||||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Modelo |
χ2 MLR |
gl |
χ2/ gl |
Scaling |
RMSEA |
CFI |
Δ χ2 MLR |
Δ gl |
p |
ΔRMSEA |
ΔCFI |
|
M1: Configural |
96.07 |
60 |
1.60 |
1.04 |
.075 |
.985 |
||||||
M2: Débil |
106.30 |
68 |
1.56 |
1.03 |
.072 |
.984 |
10.22 |
8 |
.250 |
-.003 |
.001 |
|
M3: Fuerte |
116.57 |
76 |
1.53 |
1.02 |
.070 |
.983 |
10.27 |
8 |
.246 |
-.002 |
-.001 |
|
M4: Estricto |
134.42 |
86 |
1.56 |
1.21 |
.078 |
.976 |
17.84 |
10 |
.058 |
.008 |
-.007 |
Validez convergente
En primer lugar, se evaluaron las asociaciones de los conflictos familiares que afectan en el trabajo y los conflictos laborales que afectan en la vida familiar con la edad, con el nivel educativo y, debido al contexto de pandemia y las restricciones sanitarias, con el aumento de la cantidad de trabajo con relación a lo laboral y de la cantidad de trabajo referida al hogar y a la familia. En el género femenino, el nivel educativo tuvo correlaciones significativas con los conflictos familiares que afectan en el trabajo ( r s = .138, p = .009). Además, el aumento de la cantidad de trabajo con relación a lo laboral tuvo correlaciones significativas con los conflictos laborales que afectan en la vida familiar ( r s = .289, p < .001). Asimismo, el aumento de la cantidad de trabajo referida al hogar y a la familia exhibió dos correlaciones significativas: con los conflictos familiares que afectan en el trabajo ( r s = .295, p < .001) y con los conflictos laborales que afectan en la vida familiar ( r s = .105, p = .049). Por otro lado, el nivel educativo de los participantes del género masculino mostró correlaciones similares con los conflictos laborales que afectan en la vida familiar ( r s = .220, p = .021). El aumento de la cantidad de trabajo con relación a lo laboral, por su parte, tuvo dos correlaciones significativas: con los conflictos familiares que afectan en el trabajo ( r s = .289, p = .002) y con los conflictos laborales que afectan en la vida familiar ( r s = .434, p < .001). En el género masculino, el aumento de la cantidad de trabajo referida al hogar y a la familia no exhibió correlaciones significativas. La edad no correlacionó significativamente en ninguno de los géneros.
A continuación, se realizó el análisis de validez convergente con depresión y ansiedad del SA-45. Para ello, se calcularon las correlaciones parciales de Spearman y, con el fin de evaluar posibles diferencias entre géneros, se utilizaron las siguientes variables de control: la edad, el nivel educativo, el aumento de la cantidad de trabajo con relación a lo laboral y de la cantidad de trabajo referida al hogar y la familia. Los resultados de este análisis pueden observarse en la Tabla 3. Siguiendo la clasificación de Cohen (1988), se encontraron dos asociaciones con un tamaño del efecto fuerte: en ambos géneros, entre los conflictos familiares que afectan en la vida laboral y los conflictos laborales que afectan en la vida familiar. Asimismo, se encontraros dos asociaciones con un tamaño del efecto intermedio: en el género masculino, los conflictos laborales que afectan en la vida familiar con depresión y con ansiedad. Las demás correlaciones exhibieron tamaños del efecto pequeños. Con respecto a las correlaciones y sus diferencias entre géneros, no se encontraron diferencias significativas.
Estadística descriptiva
La Tabla 4 muestra la estadística descriptiva según géneros. Entre ambos géneros, no se evidenciaron diferencias estadísticamente significativas con relación a los conflictos familiares que afectan en la vida laboral, F(1, 459)= 1.13, p = .289 y tampoco con relación a los conflictos laborales que afectan en la vida familiar, F(1, 459)= 0.20, p = .655.
Dimensión e ítems |
Femenino (n = 355) |
Masculino (n = 110) |
||||||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
M |
DE |
Mdn |
Asimetría |
Curtosis |
M |
DE |
Mdn |
Asimetría |
Curtosis |
|||
FWC - Conflictos familiares que afectan en el trabajo | ||||||||||||
FWC_01 |
3.10 |
2.03 |
2.00 |
0.48 |
-1.14 |
2.59 |
1.77 |
2.00 |
0.77 |
-0.65 |
||
FWC_02 |
2.52 |
1.85 |
2.00 |
0.96 |
-0.36 |
2.26 |
1.55 |
2.00 |
1.07 |
-0.22 |
||
FWC_03 |
2.14 |
1.72 |
1.00 |
1.37 |
-0.67 |
1.78 |
1.34 |
1.00 |
1.91 |
-3.30 |
||
FWC_04 |
2.26 |
1.77 |
1.00 |
1.22 |
-0.22 |
1.98 |
1.46 |
1.00 |
1.45 |
-1.42 |
||
FWC_05 |
2.23 |
1.72 |
1.00 |
1.25 |
-0.38 |
1.98 |
1.48 |
1.00 |
1.48 |
-1.46 |
||
WFC - Conflictos laborales que afectan en la vida familiar | ||||||||||||
WFC_01 |
2.99 |
1.94 |
3.00 |
0.51 |
-1.07 |
2.74 |
1.99 |
2.00 |
0.77 |
-0.77 |
||
WFC_02 |
3.05 |
1.94 |
3.00 |
0.47 |
-1.09 |
2.78 |
2.02 |
2.00 |
0.68 |
-1.01 |
||
WFC_03 |
3.10 |
2.02 |
3.00 |
0.46 |
-1.16 |
2.85 |
2.02 |
2.00 |
0.68 |
-0.93 |
||
WFC_04 |
2.79 |
1.88 |
2.00 |
0.69 |
-0.80 |
2.74 |
2.05 |
2.00 |
0.80 |
-0.81 |
||
WFC_05 |
3.25 |
1.98 |
3.00 |
0.34 |
-1.19 |
2.88 |
2.04 |
2.00 |
0.66 |
-0.97 |
A continuación, se calcularon los estadísticos descriptivos para la muestra total y las consistencias internas. Como puede observarse en la Tabla 5, las alfas de Cronbach (α) del presente estudio se encontraron ligeramente por encima de aquellas que obtenidas en el trabajo original de Netemeyer et al. (1996). Además, se puede observar que los coeficientes de omega (ω) se encontraron también en unos rangos adecuados (Dunn et al., 2014).
Dimensiones e ítems |
Total |
|||||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
M |
SD |
Mdn |
Asimetría |
Curtosis |
α |
ω |
||||
FWC - Conflictos familiares que afectan en el trabajo |
.95 |
.96 |
||||||||
FWC_01 |
2.99 |
1.98 |
2.00 |
0.55 |
-1.03 |
|||||
FWC_02 |
2.45 |
1.78 |
2.00 |
1.01 |
-0.17 |
|||||
FWC_03 |
2.05 |
1.64 |
1.00 |
1.50 |
1.16 |
|||||
FWC_04 |
2.19 |
1.70 |
1.00 |
1.29 |
0.52 |
|||||
FWC_05 |
2.17 |
1.66 |
1.00 |
1.32 |
0.64 |
|||||
WFC - Conflictos laborales que afectan en la vida familiar |
.96 |
.97 |
||||||||
WFC_01 |
2.94 |
1.96 |
2.00 |
0.56 |
-1.02 |
|||||
WFC_02 |
3.00 |
1.97 |
2.00 |
0.51 |
-1.09 |
|||||
WFC_03 |
3.06 |
2.03 |
2.00 |
0.51 |
-1.12 |
|||||
WFC_04 |
2.79 |
1.92 |
2.00 |
0.71 |
-0.81 |
|||||
WFC_05 |
3.17 |
2.00 |
3.00 |
0.41 |
-1.16 |
DISCUSIÓN
Con el objetivo de realizar la traducción y la validación de las Work-Family Conflict and Family-Work Conflict Scales, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio, un análisis multigrupo para determinar la invarianza factorial por género y un análisis de validez convergente. Siguiendo la clasificación de Hu y Bentler (1999), todos los índices de ajuste se encontraron en unos rangos adecuados, por lo que se puede afirmar la validez del instrumento. Asimismo, los resultados del análisis de invarianza factorial convalidan que el instrumento evalúa el mismo constructo independientemente del género de la persona que responde a sus preguntas. Es importante resaltar dicho resultado porque los resultados favorables del análisis de invarianza factorial permiten la utilización del instrumento para posibles estudios de diferencias de grupos (Byrne, 2016). El análisis de validez convergente evidenció correlaciones significativas con depresión y ansiedad. Aunque la mayoría de los tamaños de efecto pueden considerarse pequeños, debe mencionarse que estos se encontraron en unos rangos similares a estudios previos que utilizaron el mismo instrumento (Frone, 2000; Kan & Yu, 2016).
Al comparar los valores psicométricos de la versión original con aquellos que obtuvo la presente versión en lengua castellana, se puede destacar que esta última obtuvo unos índices de ajuste y unas consistencias internas que se encuentran en unos niveles ligeramente más favorables.
Aunque la versión traducida de las Escalas del conflicto trabajo-familia y el conflicto familia-trabajo muestra valores psicométricos adecuados, deben tenerse en cuenta una serie de limitaciones. Debido al muestreo no probabilístico, debe resaltarse que los valores de la estadística descriptiva no son representativos, por lo que la extracción de conclusiones debe realizarse con precaución. Dicha afirmación se basa, por un lado, en los conceptos de la autoselección que se lleva a cabo por parte de los participantes de este tipo de estudios y, por otro lado, porque la recolección de datos se realizó durante las restricciones que fueron impuestas debido a la pandemia del coronavirus, lo que pudo haber influido en la obtención de los presentes resultados. Además, ya Shockley et al. (2017) mostraron que, con relación a los conflictos entre el ámbito familiar y el entorno laboral, existen múltiples factores que moderan las diferencias de género y, en el presente estudio, solamente se incluyeron la edad, el nivel educativo, el aumento de la cantidad de trabajo con relación a lo laboral y el aumento de la cantidad de trabajo referida al hogar y la familia como variables de control.
Asimismo, debe tenerse en cuenta también que, para el análisis factorial confirmatorio, se utilizaron cuatro covarianzas residuales y que, para el análisis multigrupo con relación a los géneros se recurrió a un método de submuestreo (Yoon & Lai, 2018), ya que las muestras no estaban balanceadas.
Por último, cabe destacar que para el análisis de validez convergente solo se consideraron ansiedad y depresión, y se excluyeron las demás dimensiones que evalúa el SA-45. Además, no se realizó un estudio longitudinal. De esta manera, el presente estudio debe considerarse como un estudio de validación inicial con determinados inconvenientes de muestreo. Estas circunstancias muestran la necesidad de futuros estudios para evaluar la capacidad del instrumento para predecir otros constructos que pudieran ser de interés y para poder reportar confiabilidades de test-retest. De esta manera, se podría comprobar si se mantienen favorables las propiedades psicométricas que pudieron hallarse en el presente estudio de validación inicial.