Propiedades psicométricas de la versión española de la escala de resiliencia de 10 ítems de Connor-Davidson (CD-RISC 10) en una muestra multiocupacional

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www.elsevier.es/rlp

Revista

Latinoamericana

de

Psicología

ORIGINAL

Propiedades

psicométricas

de

la

versión

espa˜

nola

de

la

escala

de

resiliencia

de

10 ítems

de

Connor-Davidson

(CD-RISC

10)

en

una

muestra

multiocupacional

M. Isabel

Soler

Sánchez

∗

,

Mariano

Meseguer

de

Pedro

y

Mariano

García

Izquierdo

DepartamentodePsiquiatríayPsicologíaSocial,UniversidaddeMurcia,Murcia,Espa˜na

Recibidoel7deoctubrede2013;aceptadoel13demayode2015

DisponibleenInternetel24deoctubrede2015

PALABRASCLAVE

Resiliencia; CD-RISC;

Psicologíapositiva; Trabajadores

Resumen Elobjetivodelestudioesanalizarlaspropiedadespsicométricasdelaadaptación española de la escala deresiliencia CD-RISCde Connor y Davidson(2003) ensu versiónde 10ítemsenunamuestramultiocupacional.Seutilizarondosmuestras.Enlaprimera comple-taronestaescalauntotalde386trabajadoresyserealizóunanálisisfactorialexploratorioque arrojóunúnicofactorqueexplicael55.8%delavarianzatotal.Laconsistenciainternadela escala fue adecuada(alfa de Cronbach de0.87) y la eliminaciónde ningúnítem mejoraba lafiabilidaddelaescala.ConelfinderatificarelmodeloobtenidoenelAFE,sellevóacabo unanálisisfactorialconfirmatorioconlosdatosdelasegundamuestrade238participantes quecorroboróelmodelounifactorial.Paraanalizarlavalidezdivergenteseutilizólosdatosde lasdosmuestras(N=624);así,lascorrelacionesconlaspuntuacionesdelasvariablesburnout, bienestarpsicológicoysatisfacciónlaboralfueronestadísticamentesignificativasysiguieronla direcciónteóricaesperada.Seconcluyequelaversiónespañolade10ítemsdelaCD-RISCde ConnoryDavidsonpresentaadecuadaspropiedadespsicométricasparaestimarlaresiliencia entrabajadores.

©2015Fundaci´onUniversitariaKonradLorenz.PublicadoporElsevierEspa˜na,S.L.U.Esteesun art´ıculoOpenAccessbajolalicenciaCCBY-NC-ND( http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/). KEYWORDS Resilience; CD-RISC; Positivepsychology; Workers

Psychometricpropertiesofthespanishversionofthe10-itemConnor-Davidson resiliencescale(10-itemCD-RISC)inasampleofworkers

Abstract TheaimofthestudyistoanalyzethepsychometricpropertiesoftheSpanish adap-tationofthescaleofresilienceCD-RISCofConnorandDavidson(2003)inthe10-itemversion inasampleofworkers.Twosampleswereused.Intheﬁrstsampleatotalof386workers com-pletedthisscale.WecarryoutEFAtoobservethefactorstructureofthescalewhichresulted inonemainfactorresponsiblefor55.8%ofthetotalvarianceandcontainingthe10items.The ∗_Autor_para_{correspondencia.}

Correoelectrónico:[email protected](M.I.SolerSánchez). http://dx.doi.org/10.1016/j.rlp.2015.09.002

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internalconsistencywasappropriate(Cronbach’salphaof0.87).Inordertoratifythemodel obtainedintheAFE,aconﬁrmatoryfactor analysiswasconducted withdatafromsample2 (N=238)whichcorroboratedtheunivariatemodel.Asforthedivergentvalidity,correlations withscoresonthevariableburnout,psychologicalhealthandjobsatisfactionwerestatistically signiﬁcant andfollowed the theoretical direction (total sample=624). It isconcluded that theSpanish10-itemversionoftheCD-RISCbyConnorandDavidson(2003)presentsadequate psychometricpropertiestoestimateresilienceinworkers.

Unacaracterísticadelas organizacionesydelcontexto laboralactual esqueestánsometidas acontinuosy signi-ﬁcativoscambiosquesetraducenenentornosestresantes. Eneste escenario, lostrabajadoresdebenrealizar esfuer-zos para amoldarse a ellos y minimizar su efecto. Desde la psicología positiva, que se centra en la experiencia subjetiva positivaque permite a las personasenfrentarse a la adversidad y mejorar su calidad de vida (Seligman

& Csikszentmihalyi, 2000; Zellars, Hochwarter, Perrewé,

Hoffman&Ford,2004),harecibidounfuerteapoyolaidea

dequealgunaspersonasseajustanmejorqueotrasalas con-dicionesestresantesy mantienensus nivelesde bienestar mediantelautilizacióndedistintascapacidadespsicológicas (Luthans,Vogelgesang,&Lester,2006).

Estas capacidades o fortalezas humanas han sido investigadas bajo diversas denominaciones (Aspinwall &

Staudinger, 2003; Magnuson & Mahoney, 2003). Así, se

encuentraninvestigacionessobreeloptimismo(Grau,Su˜ner,

& García, 2005; Riolli & Savicki, 2003), la autoeﬁcacia

(Salanova,Grau,& Martínez,2005; Xanthopoulou,Bakker,

Demerouti,& Schaufeli,2007), laautoestima (Mäkikangas

& Kinnunen, 2003), la dureza (Garrosa, Moreno, Liang, &

González,2008)olaresiliencia(Baek,Lee,Joo,Lee,&Choi, 2010).

El constructo resiliencia se ha utilizado para describir lacapacidaddeadaptaciónensituacionesdecambio yel procesodinámico que implica la interacción entre facto-ressituacionalesderiesgoypersonalesdeprotecciónque actúaparamodiﬁcarlosefectosenlasaluddelaspersonas ensituacionesaciagas(Olsson,Bond,Burns,Vella-Brodrick, &Sawyer2003;Luthar&Becker,2002;Luthar,Cicchetti,&

Becker,2000;Luthansetal.,2006;Richardson,2002).

UnadelasdeﬁnicionesmásaceptadaesladeGarmezy

(1991)paraquien laresilienciaeslacapacidadpara

recu-perarseymantenerunaconductaadaptativadespuésdela incapacidadinicialanteuneventoestresante;antesqueuna invulnerabilidadalestréseslahabilidadpararecobrarsede losefectosdesucesosnegativos.

Endeﬁnitiva,laresilienciaesampliamenteconsiderada como la adaptaciónpositiva a circunstancias de signiﬁca-tivaadversidadcomolasdesgraciasylassituacionestrágicas

de la vida (Luthar et al., 2000; Tugade & Fredrickson,

2004). Recientemente, también se ha relacionado con la contrariedad que supone el ambiente laboral estresante, de modo que las personas con resiliencia se adaptarían

mejoraestassituaciones(Baeketal.,2010;Jackson,Firtko,

& Edenborough, 2007). En consecuencia, la resiliencia se

ha reconocidocomouncomponenteesencialparaelbuen rendimientolaboralycomounelementobásicoparala pro-tección delbienestar delostrabajadores(Ablett &Jones,

2007;Baeketal.,2010;Bishop,McCullough,Thompson,&

Vasi,2006;Campbell-Stills&Stein,2007;Harland,Harrison,

Jones,&Reiter-Palmon2005;Jacksonetal.,2007;Tusaie& Dyer,2004).

Apesarde loanteriormenteexpuesto, sehaestudiado muy pocolaresilienciacomo recursopersonal enellugar de trabajo (García-Izquierdo, Ramos, & García-Izquierdo,

2009;Gilliespie,Chaboyer,&Wallis,2009;Matos,Neushotz,

Quinn,&Fitzpatrick,2010).Unobstáculoparalautilización

de la resiliencia en el ámbito laboral es la falta de tra-bajosdevalidación delosinstrumentos demedida.Varias escalas han sido dise˜nadas para evaluar la resiliencia en adultosentrelasquedestacanlaResilienceScaledeWagnild

y Young (1993), la Resilience Scalefor Adults de Friborg,

Hjemdal, Rosenvinge y Martinussen (2003) y, sobre todo,

laConnor-DavidsonResilienceScale(CD-RISC)deConnory

Davidson (2003).Esta últimaesunadelas másaceptadas

yutilizadas(Ahem,Kiehl,Lou,&Byers,2006;Baeketal.,

2010;Campbell-Stills&Stein,2007;Gilliespieetal.,2009;

Serrano-Parraetal.,2012;Windle,Bennett,&Noye,2011).

Connor y Davidson (2003), basándose en los trabajos

previos de Kobasa (1979), Rutter (1985) y Lyons (1991), consideran que la resiliencia es una capacidad personal que protege de las situaciones estresantes, es antes un estado que un rasgo y, por lo tanto, modificable. A par-tir de aquí, plantean que la resiliencia se compone de cincodimensiones:competenciapersonal,confianzaenlos propios instintos, tolerancia a la adversidad, aceptación positivadelcambio,controleinfluenciaespiritual,ydiseñan una escala de 25 ítems distribuidos en las dimensiones anteriormente mencionadas. La escala fue validada por losautorescon muestras depoblacióngeneral ymuestras clínicas (pacientes de atención primaria, psiquiátricos, y pacientescontrastornosdeansiedadysíndromedeestrés postraumático),ypresentóadecuadosíndicesdefiabilidad tantoenelalfadeCronbach(0.89),comoenanálisisde test-retest(0.87).

Sinembargo, se encuentran resultados contradictorios tantoenestudiosconpoblacióngeneralcomoconpoblación trabajadora quetienenque ver fundamentalmentecon la

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estructurafactorial(Campbell-Stills&Stein,2007;

García-Izquierdoetal.,2009;Gilliespieetal.,2009;Jorgensen&

Seedat,2008;MenezesdeLucena, Fernández,Hernández,

Ramos, & Contador 2006; Notario-Pacheco et al., 2011;

Windle,2010).

Por ejemplo, el análisis de la escala que realizan

Gilliespieetal.(2009)muestracincofactores,perotresde

ellosnotienenlasuﬁcienteﬁabilidad.MenezesdeLucena

etal.(2006)enunamuestradecuidadoresdeancianos

indi-canunaestructuradetresfactores(competenciapersonal, capacidaddeacciónyespiritualidad).Jorgensen ySeedat

(2008)resaltanquelosdatosdelanálisisfactorial

explora-torioque realizansugiere unaestructura dedosfactores.

García-Izquierdoetal.(2009)administranlaescalaenuna

muestramultiocupacionalyhallantambiénunaestructura empíricadedosfactores,quedenominancompetencia per-sonalyadaptaciónpositivaaloscambiosporsusemejanza conlosfactoresdelmismonombredelaescalaoriginal.

Manzano-GarcíayAyala(2013)encuentrantresfactores:

personalidad resistente, recursos y optimismo.

Serrano-Parra et al. (2012) enuna muestrade mayores (personas

entre60y75a˜nosdeedad)encuentrantambiéntres facto-ressubyacentes,yadecuadavalidezconvergente,perocon unaconsistenciainternabajaparaeltercerfactor(alfade Cronbachde0.79,0.79y0.56paracadaunodelosfactores). Finalmente,Campbell-StillsyStein(2007)encuentran una estructuradedosfactoresquedenominanresilienciay per-sistencia,ydespuésdediferentesanálisisfactorialessobre las puntuacionesde unamuestra de764 personasadultas estadounidenseslleganaproponerunaescala unidimensio-nalde10ítemsconunaadecuadaconsistenciainterna(alfa deCronbachde0.85)yvalidezdeconstructo,convergente ydiscriminante.

La CD-RISC de 10 ítems ha tenidouna alta notoriedad derivada sobretodo de su brevedad yde las buenas pro-piedadespsicométricasobtenidas. Así,Wang,Shi,Zhangy

Zhang(2010) indicanque elanálisis factorial exploratorio

que realizaron evidencia un único factor, con buena con-sistencia interna (alfa de Cronbach de 0.91) y ﬁabilidad de test---retest (r=0.90 para un intervalo de dos sema-nas). En Espa˜na, Notario-Pacheco et al. (2011) aplicaron la escala a una muestra de 681 jóvenes universitarios y concluyeronquetienelasadecuadaspropiedades psicomé-tricasparaserutilizada.Además,Serrano-Parraetal.(2013)

medianteanálisis factorial conﬁrmatorio encuentran tam-biénunfactorsubyacente,yapropiadavalidezconvergente y consistencia interna (alfa de Cronbach de 0.81). Ahora bien,pocosestudios,sehaninteresadoendemostrarlas pro-piedadespsicométricasdelCD-RISCentrabajadores,aunque como excepción se puede citar el realizado por Lopes y

Martins (2011) en una muestra de 463 trabajadores

bra-sile˜nosdondeconﬁrmanlaestructuraunifactorialyobtienen unalfadeCronbachde0.82.

Elinterésdenuestroestudiotienesuorigentantoenla carenciadeestudiosdevalidacióncomoenlanecesidadde evaluarlaresilienciaentrabajadoresdadaslas característi-casestresantesdelospuestosdetrabajoactuales.Apartir delose˜naladoanteriormente,sepretendeanalizarlas pro-piedadespsicométricasdelaversiónespa˜nolade10ítemsde laescaladeresilienciaCD-RISCdeConnoryDavidson(2003)

enunamuestramultiocupacionalconelﬁndedecidirsobre suposibleutilizaciónenelcontextolaboral.

Método

Participantes

Seutilizarondosmuestrasdadoque;sibienpartíamosdeun cuestionariovalidadoenotraspoblaciones,elhechodeque noestabaprobadoentrabajadoresexigeunaaproximación estadísticamásrobusta.Así,lautilizacióndedosmétodos deanálisisfactorial,unonorestrictivocomoelanálisis fac-torialexploratorio yotro más restrictivo como el análisis factorialconﬁrmatorio,implicalaconvenienciadeutilizar dosmuestras, maximizando asílosbeneﬁcios de una vali-dacióncruzada yevitando deesta manera unatautología procedimental.

La muestra 1 estuvo compuesta por 386 trabajado-res (49.7% hombres y50.3% mujeres), con una media de edad de35.59 años (SD=12.01; rango=18-63 años) yuna experiencia profesional media de 9.10 años (SD=10.15; rango=2meses-45 años). Atendiendoa la actividad dela empresa, los participantes se distribuyeron en comercio (22.1%),industria (15.4%), hostelería (13.1%), administra-ción pública (8.8%), sanidad (8.6%), construcción (8.1%), educación (7.5%), agricultura (4.7%) y transporte (3%), y un6% noincluyóeste dato.Lamayoríaestabancasados o vivíanenpareja(71%).Segúnelniveldeformaciónreglada, el36.9%poseíaestudiosuniversitarios,el21.2%primarios, el18,5%formaciónprofesionalyel 17.7%bachillerato. En cuantoalpuestodetrabajo,el54%pertenecíanala cate-goríadepersonaldebase,el29.3%erantécnicosyel9.5% formabanparte delgrupo dedirectivos. El64.6% estaban contratadosdeformaindefinidayelrestotemporal.

Lamuestra2,constóde238trabajadorespertenecientes aempresasdedistintossectoressocioeconómicosy diferen-tes ocupacionesde los cuales 124 (52.1%) son hombres y 113(47.5%)mujeres,conunamediadeedadde36.33años (SD=11.86,rango=17-63años),yunaexperiencia profesio-nal de 10.12 años (SD=11.15, rango=un mes a 45 años). Lamayoríadelosparticipantesestabancasadosovivenen pareja(169,71.3%).Segúnelnivelacadémico,el34.2% con-tabanconestudiosuniversitarios,el24.1%bachillerato,el 21.9%estudios primariosyel19.8%formaciónprofesional. Encuanto ala actividad de la empresa,los participantes sedistribuyeronentrecomercio(26.2%),industria(14.6%), hostelería(12.8%), administración pública (8.2%),sanidad (7.9%),construcción (7.4%), educación(7.3%), agricultura (5.3%) y transporte (3.2%), el resto no incluyó este dato (7.1%).En relaciónal puesto detrabajo, el 48.5% ocupa-banpuestosdebase(operariosyadministrativos),el40.3% técnicosyel11.3%directivos.Porúltimo,encuantoaltipo decontrato,el 53.2%teníancontratoindefinidoyel resto temporal.

Procedimiento

La recogida de datos para la muestra 1, se realizó en el puesto de trabajo mediante un protocolo que incluía tantolasinstruccionescomoel objetivocientíﬁco,y com-puestoporvarioscuestionariosdeautoaplicaciónquefueron entregados a los trabajadores por miembros del equipo investigador;unavezcompletados,fueronintroducidosen unsobrecerradoyrecopiladosentreeneroymarzode2012.

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Todos los participantes lo hicieron voluntariamente, y se garantizóelanonimatoylaconﬁdencialidad.Seentregaron 550cuestionariosyfueron devueltos442,deloscualesse rechazaron56pornoestarcorrectamentecumplimentados (tasaderespuesta70%).Conelmismoprocedimiento,entre eneroymarzode2013serecogiólamuestra2.Enestecaso, serepartieron300cuestionarios,serecogieron278yfueron desechados40(tasaderespuestade79.3%).

Instrumentos

LaresilienciafueevaluadaconlaversiónbrevedelaCD-RISC enlaadaptaciónespa˜noladeNotario-Pachecoetal.(2011). Estáconformadapor10ítems(losnumeradoscomo1,4,6, 7,8,11,14,16,17,19)delaescalaoriginalelaboradapor

ConnoryDavidson(2003).

Medianteesta escalasesolicita alosparticipantesque respondanenquémedidaestándeacuerdoconcadaunade lasfrasesqueselespresenta(porejemplo,elítem1:«soy capazdeadaptarmealoscambios».Laformaderespuesta esuna escalatipo Likert de cinco puntos desde 0( total-menteendesacuerdo)hasta4(totalmentedeacuerdo).

Paraanalizarlavalidezdivergenteempleamoslas varia-blesburnout,satisfacciónlaboralysalud psicológica,tres variables de gran repercusión en el ámbito laboral. El

burnouthasidoevaluadomediantelaescalaMaslach Bur-noutInventory-GeneralSurveydeSchaufeli,Maslach,Leiter

y Jackson (1996) en la versión espa˜nola de Salanova,

Schaufeli,Llorens,PeiróyGrau(2000b).Estaescalaconsta

de16ítemsytresdimensiones:agotamientoemocional,que serefiere ala pérdida derecursos emocionalesdebidoal trabajo(porejemplo,elítem1:«mesientoagotado emocio-nalmentepormitrabajo»);cinismo,quereflejaindiferencia yactitudesdistanteshaciaeltrabajo(porejemplo,elítem 8:«heperdidointeréspormitrabajodesdequeempecéen estepuesto»),yeficaciaprofesional,queserefiereala efi-caciapercibida eneldesarrollo deltrabajo (porejemplo, el ítem 5: «puedo resolver de manera eficaz los proble-masquesurgenenmitrabajo»).Todoslosítemssevaloran medianteunaescaladesietepuntosquevadesde0(nunca) hasta6(siempre).Aunquehayciertacontroversiasobresu dimensionalidad,lainvestigaciónsobreelMaslachBurnout Inventoryendiferentesocupacioneshademostradola ade-cuacióndelaestructuratrifactorial(Halbesleben&Buckley,

2004;Salanova,Grau,Cifré,&Llorens2000a).

LasatisfacciónlaboralfueevaluadaatravésdelaEscala Generalde SatisfacciónLaboral(Overall Job Satisfaction)

deWarr,CookyWall(1979),adaptadaporPérezyFidalgo

(1995).Esunaescalaqueaprecialasatisfaccióncon

distin-tosaspectosdelámbitolaboralcompuestapor15ítems(por ejemplo,elítem10:«reconocimientoqueobtieneporel tra-bajobienhecho»),ycon7opcionesderespuesta,desde1,

muyinsatisfecho,hasta7,muysatisfecho.

Lasalud fue medidacon el Cuestionario General dela Salud GHQ-12 de Goldberg y Williams (1988). Este cues-tionario, que ha sido ampliamente utilizado en población espa˜nola(verenSánchez-López&Dresch,2008),constade 12ítemsquesereﬁerenaproblemas debienestar padeci-dosenlasúltimassemanas(porejemplo,elítem5:«¿seha sentidoconstantementeagobiadoyentensión?»).Seevalúa medianteunaescalatipo Likertde 4puntos desde1 (no,

enabsoluto)hasta4(muchomásdelohabitual).Dadosu formademedida,altaspuntuacionesindicanpeorsalud.

Análisisdelosdatos

Paralosdatosdelamuestra1,enprimerlugar,serealizaron losestadísticosdescriptivosdelosítemsdelaCD-RISCyla consistenciainternaconelprogramaSPSS19.0.Ensegundo lugar,conelFACTOR7.2.(Lorenzo-Seva&Ferrando,2006), programaquepermitelautilizacióndematricesde correla-ción policóricaque estánespecialmenteindicadas cuando los ítems presentan un formato de respuesta tipo Likert

(Muthen & Kaplan,1992), se efectúo un análisisfactorial

exploratorio(AFE)conelmétododeextraccióndeejes prin-cipalesyrotaciónoblimin.

Conlamuestra2, ymedianteel programaEQS 6.1,se llevóacabounanálisisfactorialconﬁrmatorioconelmétodo deestimacióndemáximaverosimilitud.

Por último, con el programa SPSS 19.0 se analizó la consistenciainterna, yla validezdivergentemediantelas correlaciones entre las puntuaciones obtenidas en el CD-RISC y las de las escalas de burnout, satisfacción laboral ysaludentodalamuestra(N=624).

Resultados

Antes deproceder con el AFEde laescala CD-RISC consi-deramos diversoscriterios para valorar su viabilidad. Así, como se puede observar en la tabla 1, todas las corre-laciones entre ítems son estadísticamente signiﬁcativas a

p<.01,elíndicedeadecuaciónmuestralde Kaiser-Meyer-Olkin mostróun valorde 0.92 yel test de esfericidadde Bartlettresultósigniﬁcativo(␹2₌_1500.4;_gl₌₄₅_y_␣₌₀_.00).

EstosvaloresindicanlapertinenciadelAFE(Hair,Anderson, Tatham,&Black,1999).

Posteriormente,serealizóelAFEyaseñaladoque deter-minóunaestructuradeunúnicofactorqueexplicael55.8% delavarianza(verfig.1ytabla2).Elcoeficiente␣de Cron-bachobtenidofuede0.87ylaeliminacióndeningúnítem mejorabalafiabilidaddelaescala.

5 4 3 Autovalores2 1 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 0 Número de componente Gráfico de sedimentación

Figura1 Gráﬁcodesedimentacióndeloscomponentesdela

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Tabla1 Media,desviacióntípicaycorrelacionesdePearsonentrelos10ítemsdelCD-RISC.N=386 Ítems Me SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 3.35 0.61 2 2.74 0.71 0.36 3 3.12 0.73 0.31 0.35 4 3.04 0.66 0.35 0.41 0.55 5 3.17 0.64 0.30 0.31 0.47 0.52 6 3.06 0.60 0.33 0.44 0.34 0.34 0.36 7 2.72 0.84 0.28 0.33 0.34 0.49 0.37 0.33 8 2.64 0.82 0.27 0.28 0.34 0.37 0.34 0.29 0.37 9 3.09 0.73 0.36 0.39 0.37 0.44 0.46 0.42 0.38 0.44 10 2.84 0.76 0.32 0.37 0.37 0.46 0.45 0.33 0.46 0.35 0.45

Todaslascorrelacionessonsigniﬁcativasap<.01.

Tabla2 Saturacióndelos10ítemsdelaCD-RISC

Ítems Saturación

1.Séadaptarmealoscambios 0.58 2.Puedomanejarcualquiersituación 0.65 3.Veoelladopositivodelascosas 0.67 4.Mepuedomanejarbienapesardela

presiónoelestrés

0.74 5.Despuésdeungravecontratiempo

suelo«volveralacarga»

0.68 6.Consigoalcanzarmismetasapesar

delasdiﬁcultades

0.66 7.Puedomantenerlaconcentración

bajopresión

0.69 8.Difícilmentemedesanimoporlos

fracasos

0.70 9.Medeﬁnocomounapersonafuerte 0.70 10.Puedomanejarlossentimientos

desagradables

0.67

ConelﬁnderatiﬁcarelmodeloobtenidoenelAFE,se llevóacabounAFCconlosdatosdelamuestra2.Seutilizóel métododeestimacióndemáximaverosimilitudpara explo-rarlas relacionesentrelasvariables.Labondaddeajuste delmodelopropuestoseevaluómediantediversos indicado-res:␹2_dividido_por_los_grados_de_libertad,_el_promedio_de_los

residuales(RMR),elpromediodelosresiduales estandariza-dos(RMSEA),elíndicedebondaddeajusteGFIyelíndice deajuste comparativoCFI.Paraqueexistaunbuenajuste losvaloresGFIyCFIdebensuperarelvalor0.90,losvalores

RMSEAestarcercanosa0.05,yelcoeﬁciente␹2_/gl_menor

oiguala3.LosresultadosdelAFC(quesepuedenobservar

enlatabla3yenlaﬁgura 2larepresentacióngráﬁcadel

modelo)corroboranelmodelounifactorial.

Seguidamente,seanalizólavalidezdivergentemediante lacorrelaciónde constructosdistintos yque, según

Lévy-ManginyVarela(2006),nodebesuperar0.50.Deestaforma,

seobtuvieronasociacionesestadísticasentrelas puntuacio-nesderesilienciaydeburnout (ensus tres dimensiones), satisfacciónlaboralysaludpsicológica.Enlatabla4pueden observarselascorrelacionesentredichasvariablesqueaun siendoestadísticamente significativasnosuperan el crite-rioseñalado.Así,laresilienciaseasociapositivamentecon satisfacciónlaboralylaescaladeeficaciaprofesional.Las asociacionessonnegativasconsalud,aunquehayque pre-cisarquedadalaformademedidaamenorpuntuaciónen resilienciapeorpercepcióndelasalud,yconlasescalasdel

MaslachBurnoutInventory-GeneralSurveydeagotamiento emocionalycinismo.Todaslascorrelacionestienenel sen-tidoteóricoesperado.

Discusión

El objetivo de nuestro estudio fue analizar las propieda-despsicométricasdelamedidadelaresilienciaCD-RISCde 10 ítems en trabajadores. De acuerdo con los datos obtenidos,esta escalaposeeunas adecuadas propiedades psicométricas.

AligualqueCampbell-Stills yStein(2007),Wangetal.

(2010),LopesyMartins(2011)y,enEspa˜na,Notario-Pacheco

etal.(2011),seencuentraunúnicofactorqueenestecaso

explicael55.8%delavarianza.Esteporcentajedevarianza esmayor que el encontrado enotros estudios; por

ejem-plo, Campbell-Stills y Stein (2007) 32%, Notario-Pacheco

etal. (2011) 44.1%, Wang et al. (2010) 55.6%, y Lopes y

Martins(2011)38%.

En cuanto a la consistencia interna, en el presente estudiosehallóunalpha deCronbachde0.87,algo supe-rior a los expuestos en los estudios de Campbell-Stills y

Stein (2007) (␣= 0.85), Notario-Pacheco (2011) (␣=0.85),

Tabla3 ÍndicesdebondaddeajustedelmodelodeunfactordelCD-RISC10

Modelofactorial _␹2_/gl _CFI _GFI _RMR _RMSEA

Unfactor 0.00049 0.95 0.95 0.04 0.05

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Tabla4 Estadísticosdescriptivosycorrelacionesdelasvariablesprincipalesdelestudio M Sd 1 2 3 4 5 Resiliencia 3.26 0.72 (␣=0.87) Satisfacciónlaboral 2.76 0.70 0.41** ₍_␣_=0.92) Salud 3.13 0.72 −0.47** ₋_0.40** ₍_␣_=0.88) Agotamientoemocional 2.93 0.67 ₋0.30** ₋_0.43** _0.47** ₍_␣_=0.86) Cinismo 3.18 0.65 −0.39** ₋_0.56** _0.37** _0.52** ₍_␣_=0.72) Eﬁcaciaprofesional 3.01 0.67 0.40** _0.52** ₋_0.29** ₋_0.19** ₋_0.45** ₍_␣_=0.87)

Entreparéntesissemuestranloscoeﬁcientesdeﬁabilidaddelasescalas. **_p_<._01._N₌_624. E170* PDR1 PDR4 PDR6 PDR7 PDR8 PDR11 PDR14 PDR16 PDR17 PDR19 CD RISC* E152* E155* E157* E158* E159* E162* E165* E167* E168* 0,51 0,86 0,62* _0,78 0,64* 0,77 0,70* 0,72 0,69* 0,73 0,59* 0,81 0,63* 0,78 0,56* 0,83 0,65* 0,76 0,66* 0,75

Figura2 RepresentacióngráﬁcadelmodelodelCD-RISCde

10ítems.N=238.

LopesyMartins(2011)(␣=0.82)ySerrano-Parraetal.(2013)

(␣=0.81), peroinferioral obtenidoporWang etal.(2010)

(␣=0.91).

Paraanalizarlavalidezseoptóporutilizarvariablesque enel contextolaboral tienenunagran repercusión, como sonlasaludpsicológicapercibida,lasatisfacciónlaboralyel burnout.Lasrelacionesentrelaspuntuacionesdelaescala deresilienciaylasdelasvariablescriteriohansido estadís-ticamentesigniﬁcativasentodosloscasosyenladirección esperada.

Encuantoalaslimitacionesdelestudio,enprimerlugar, podemosse˜nalarquelosdatoshansidorecogidosmediante autoinforme.Estaesunaprácticausualenlosestudiosque puededarlugaraunsesgoenlarespuestadelos participan-tes,exacerbarlavarianzacomúnyaumentarartiﬁcialmente las correlacionesentrevariables(Spector,2006).Además, tieneunefectolimitadoenlaobjetividaddelosresultados yenunproblematancomplejocomoelestudiadosiemprees convenientecontarconotrasfuentesderecogidadedatos paralatriangulacióndelainformación.

Ensegundo lugar, la muestra está compuesta por tra-bajadores espa˜noles, quetiene suspropias características culturales;porlotanto,losresultadosobtenidosnopueden extrapolarse a otras muestras. Sería interesante la reali-zación de estudios interculturales o transnacionales para veriﬁcarsilosresultadosdenuestrotrabajosonsemejantes alosdeotrospaíses.

Entercerlugar,hemosutilizadoundiseñotransversaly correlacionalque,aunqueeshabitualenlainvestigaciónno deja de plantearinconvenientes; por ejemplo, la imposi-bilidaddeestablecer relacionescausales.Las limitaciones llevanaconsiderarentrabajospróximoslaconvenienciade utilizardiseñosmássofisticados.

Encuartolugar,nosedebeolvidarquelaresilienciaes unconceptomultidimensionalypuedeverse afectadopor otros factores tales como biológicos, demográﬁcos o con-textuales,esto puede llevara investigacionesfuturas que intentenbuscarmarcadoresbiológicos,demográﬁcoso con-textuales que pueden aumentar o disminuir la capacidad derecuperacióndelaspersonas(Manzano-García& Ayala, 2013).

Esnecesario ponerderelievelaimportancia decontar conuninstrumentodemedidadelaresilienciaenelámbito laboral.Comosehacomentadoanteriormente,la resilien-cia esuna fortaleza personal que ha sido pocoestudiada entrelostrabajadores,apesardelaconvenienciade estu-diarsuinﬂuenciaenlaspersonasensituacionesestresantes deltrabajo.Conestetrabajosedisponedeunamedidade

(7)

laresilienciaválida yﬁablequepuedeser utilizadatanto conﬁnesdeinvestigacióncomodegestiónorganizativa.En esteúltimosentido,porejemplo,alserconsideradala resi-lienciacomounavariableestadoymaleable(Lyons,1991;

Rutter,1985),suevaluaciónfacilitaengranmedidaquelos

programasdeformaciónydesarrollodelaresilienciapuedan evaluarse.

Como conclusión,en este estudiose proporcionan evi-denciasdequeelCD-RISCde10ítemspuedeutilizarsecomo unamedida de laresiliencia ﬁableyválida en trabajado-resespa˜noles. Aloanteriorseuneque esuninstrumento sencilloyquerequierepocotiempo parasercompletado. Estacualidadesmuyimportanteparasuusoencontextos organizativos,fundamentalmenteenlagestiónderecursos humanosyprevenciónderiesgoslaborales.

Conﬂicto

de

intereses

Losautoresdeclarannotenerningúnconﬂictodeintereses.

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