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BMC Psychology volumen 11, Número de artículo: 117 (2023) Citar este artículo

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La flexibilización laboral ha aumentado el interés por la precarización laboral y sus consecuencias. La precariedad laboral, entendida como miedo a perder el empleo, está vinculada a un deterioro de la salud mental, de las relaciones sociales o de la satisfacción laboral. Su estudio se ha desarrollado principalmente en Europa, ante la falta de escalas psicométricas validadas en el contexto latinoamericano. Para cerrar esta brecha de conocimiento, el objetivo de este estudio es adaptar transculturalmente la Escala de Inseguridad Laboral (JIS) en Brasil y, en segundo lugar, establecer un análisis transnacional entre personas empleadas en Brasil y España.

Como criterios para la muestra se seleccionaron personas con empleo formalmente establecido en Brasil y España. Para el proceso de adaptación de la escala se realiza una secuencia de EFA, AFC y pruebas de validez, así como una invarianza multigrupo según la variable género. La comparación transnacional compara los tamaños del efecto de la inseguridad laboral afectiva y cognitiva en la variable de salud mental medida con la escala GHQ-28 en ambos países.

Participan en el estudio 1.165 ocupados, de los cuales 573 residen en Brasil y 592 en España. Los resultados de la adaptación de la escala muestran que el JIS es adecuado para su uso en el contexto laboral brasileño. La escala ofrece una factorización en dos dimensiones (afectiva y cognitiva) (CFI = 0,993; TLI = 0,987; RMSEA = 0,04; SRMR = 0,049; GFI = 0,999; NFI = 0,980) con buena fiabilidad (ω > 0,84). La comparación transnacional muestra que la precariedad laboral tiene un mayor peso para explicar la salud mental de la población ocupada en Brasil que en España, lo que se relaciona con indicadores más altos de precariedad laboral en el contexto brasileño.

Con esta validación ahora tenemos una escala validada de precariedad laboral validada para el contexto brasileño. La comparación entre países muestra la necesidad de establecer estos análisis, ya que el comportamiento del fenómeno es diferente en los contextos estudiados.

Informes de revisión por pares

Una característica definitoria del mercado laboral actual es su inestabilidad, reconocida por organizaciones como la Organización Internacional del Trabajo (OIT) [1]. Beck [2] afirma que con la llegada de la globalización, las relaciones laborales son móviles y discontinuas, en la misma línea que la OIT [1]. Esto ha provocado cambios en la identidad, por un lado, y en la capacidad de generar proyectos de vida, por el otro [3]. Los estados de bienestar todavía están profundamente conceptualizados en torno a la idea de trabajo estable, del cual depende la condición de ciudadanía y, en última instancia, la calidad de vida. Sin embargo, el modelo laboral actual tiene poco que ver con las lógicas keynesianas de estabilidad del empleo [4]. Ante el llamado mercado laboral flexible o flexiguridad, se necesitan indicadores que estudien esta flexibilidad y sus efectos. Esta es una de las razones por las que la inseguridad laboral subjetiva está ganando relevancia en la literatura científica [5]. El desarrollo del contexto laboral brasileño ofrece una evolución diferencial respecto al contexto europeo. La desregulación y la flexibilidad laboral propias del marco neoliberal se arraigaron en Brasil sin que previamente hubiera habido un pleno desarrollo del Estado de bienestar [6]. Esto se debe a la historia colonial del país y a una economía estrechamente ligada al sector primario. Todo ello unido a periodos de persecución a las fuerzas sindicales [7]. Como resultado, el país todavía tiene una economía sumergida muy grande, que en el contexto neoliberal se combina con la experiencia de inseguridad laboral en las relaciones laborales [8].

El concepto de precariedad laboral surgió ligado a las teorías del estrés de Lazarus y Folkman [9] y fue definido por primera vez en los años 1980 [10]. La inseguridad laboral se entiende en primer lugar como: "La percepción de impotencia para mantener la continuidad deseada en una situación laboral amenazada" [10]. En este trabajo se entiende la precariedad laboral como una variable que, entre otras, explica el empleo precario [11]. Pronto surge la primera discusión conceptual entre precariedad laboral objetiva y subjetiva [12]. La inseguridad laboral objetiva responde a características objetivamente identificables en las relaciones laborales, como el estatus formal del contrato de trabajo. La inseguridad laboral subjetiva se centra en la expectativa o experiencia de inseguridad. El modelo laboral de flexiguridad descrito anteriormente se caracteriza por un entorno laboral en el que la movilidad es una parte estructural, por lo que se ha observado que las condiciones laborales estables no necesariamente se perciben como una garantía de estabilidad [13, 14]. En particular, este fenómeno se acentúa en aquellos trabajadores con menores ingresos o cuyos puestos de trabajo se ven afectados por algún indicador de inseguridad laboral (por ejemplo, empleo temporal o a tiempo parcial) [15]. Si bien las condiciones objetivas de precariedad laboral y de empleo precario en términos generales son ampliamente estudiadas, el análisis de la experiencia de esta precariedad no está tan extendido. Por este motivo, y es en este contexto, es en el que esa precariedad laboral subjetiva cobra relevancia como concepto para el análisis de las condiciones de trabajo [16]. Atendiendo a las principales definiciones, la precariedad laboral subjetiva se puede definir como un proceso de anticipación, involuntario, incontrolable y relacionado con una situación laboral que se desea mantener [17,18,19]. Como se puede observar, la comprensión propuesta del fenómeno de la precariedad laboral es claramente psicosocial [20]. Los primeros enfoques, sin embargo, centraron su análisis en aspectos motivacionales de carácter individual [21, 22]. En cambio, vale la pena considerar la relevancia de la perspectiva de Lastad [23], que incorpora la idea del clima de precariedad laboral. Esto permite entender la precariedad laboral como un proceso relacional en el marco de la organización, permitiendo un análisis desde una perspectiva psicosociológica. Estudios recientes han demostrado, por ejemplo, variaciones en la experiencia de precariedad laboral dependiendo del contexto general de crisis económica [24] o crisis sanitaria con COVID19 [25].

La precariedad laboral subjetiva puede entenderse así como un fenómeno que permite una perspectiva psicosocial (análisis interactivo entre individuos, relaciones sociales y contextos de interacción social), y genera un impacto relacional e individual [20]. Se ha descubierto que la inseguridad laboral está relacionada con aspectos de la salud y el bienestar personal, tanto mental [15] como físico [26]. Con relaciones familiares [27, 28]. También con actitudes laborales, como el compromiso [29] o la intención de cambiar de trabajo [29, 30]; así como el comportamiento interpersonal en el lugar de trabajo, como el acoso laboral [31] o la falta de colaboración en el trabajo [32, 33], etcétera, etcétera. Aquí cabe destacar dos consecuencias de la inseguridad laboral: la salud mental general y la satisfacción laboral. Se ha descubierto que el deterioro de la salud mental está relacionado con altas puntuaciones de inseguridad laboral [15, 34]. En términos de satisfacción laboral, la relación fue inversa: cuanto mayor es la inseguridad laboral, menor es la satisfacción laboral [16, 35].

Otra dimensión importante de la inseguridad laboral percibida es la que se refiere al género. Autores como Shoss señalan la relevancia de estudiar posibles diferencias de género, ya que se encontró comportamiento diferencial entre hombres y mujeres [20]. Los estudios revelaron que los hombres tienden a experimentar tasas más altas de percepción de inseguridad laboral [36]. Se demostró que, incluso cuando estas diferencias no existen, el fenómeno de la precariedad laboral se explica a partir de variables diferentes para hombres y mujeres [37, 38]. En el caso de los hombres, la precariedad laboral se ha explicado en términos de variables relacionadas con el desarrollo profesional, y la posibilidad de perder el empleo es un obstáculo profesional. En el caso de las mujeres, la precariedad laboral estuvo más relacionada con condiciones de precariedad. Por ejemplo, una limitación para mantener las condiciones de vida ante la posibilidad de que el empleo desaparezca.

La relevancia de la precariedad laboral como concepto de análisis en Psicología del Trabajo y de las Organizaciones se refleja en el aumento de publicaciones científicas relacionadas con la misma [15]. Este interés ha ido acompañado de la creación de varias escalas de medición, que han ayudado en su conceptualización y dimensionamiento [36]. Aunque en ocasiones se ha propuesto una medición de la inseguridad laboral con un solo ítem [37,38,39], el análisis metanalítico que compara medidas de un solo ítem y escalas psicométricas muestra que las mediciones de un solo ítem no son adecuadas para comprender la complejidad conceptual que cara [40]. Cuando se trata de escalas psicométricas, el primer instrumento que se acerca a la medición de la precariedad laboral es el de Caplan et al. [41] con una medida unidimensional. La inseguridad laboral también se incluye en la escala de Jonshon et al. [42] como una de las 5 dimensiones del Cuestionario de Opinión Laboral. Una vez más, el enfoque es unidimensional. Actualmente existen escalas muy fiables para medir la inseguridad laboral subjetiva como constructo unitario, como la validación en cinco países europeos del test desarrollado por Vander Elst et al. [19] o la escala QUAL-JIS de 4 ítems recientemente validada en Rumania y Bélgica [43]. El concepto continúa desarrollándose bajo esta perspectiva, y recientemente se han comenzado a evaluar valoraciones de Inseguridad Laboral con el test JIAS-6 [44]. Sin embargo, desde el trabajo de Ashford et al. [45], se comenzó a medir la dimensión afectiva y cognitiva del fenómeno, ganando relevancia con la propuesta psicométrica de Hellgren et al. [46]. Este hito es importante para nuestro estudio, ya que supone que el concepto de inseguridad laboral subjetiva no es unidimensional, sino que se compone de una dimensión cognitiva y una afectiva [47]. La inseguridad laboral cognitiva y afectiva se refiere tanto al miedo a perder un trabajo que uno desea conservar. Sin embargo, la comprensión de esta expectativa de pérdida se ha explicado conceptualmente en términos afectivos y cognitivos [48]. Entendemos los elementos cognitivos como aquellos relacionados con la creencia de que se perderá el trabajo, mientras que la dimensión afectiva se relaciona con la reacción emocional de miedo ante la pérdida del trabajo: preocupación, miedo o ansiedad por la posible pérdida [49]. Mientras que Sverke et al. [50] en su metaanálisis plantean la posibilidad de que la inseguridad laboral afectiva pueda ser la que contenga con mayor precisión el fenómeno que intentan medir, lo cierto es que la literatura evidencia esta dimensionalización.

Esta propuesta conceptual ha permitido deducir, a través de procedimientos metanalíticos [48], que la inseguridad laboral afectiva está más relacionada con las consecuencias de la inseguridad laboral -ya sea en relación con el bienestar laboral o la salud mental- que la inseguridad laboral cognitiva. En segundo lugar, que los dos conceptos deben tratarse como distintos. En tercer lugar, y lo más importante, la inseguridad laboral afectiva funciona, en la mayoría de los casos, como mediadora de la inseguridad laboral cognitiva. Es decir, la inseguridad laboral afectiva ayuda a comprender los efectos de la inseguridad laboral cognitiva en el bienestar laboral y personal de la población ocupada. Anteriormente se encontraron resultados similares a estos, que muestran que los efectos de la inseguridad laboral cognitiva sobre la satisfacción laboral, el compromiso organizacional y el bienestar físico estaban parcialmente mediados por la inseguridad laboral afectiva [49]. Tanto Jiang et al. [51] y Huang et al. [49] coinciden en abogar por una dimensionalización del constructo en inseguridad laboral afectiva y cognitiva. Esto permite un mayor poder explicativo del fenómeno que se está explorando. Por este motivo, la escala validada en este estudio en la población brasileña -Escala de Inseguridad Laboral- es la escala multidimensional de inseguridad laboral desarrollada por Pienaar et al. [52]. Esta prueba tiene su origen en la escala desarrollada en holandés con 11 ítems [53]. Ha visto validaciones en contextos muy diferentes y con diferente número de ítems. La prueba de Vander Elst et al. [19] lo reduce a 5 ítems, y su adaptación se produce en cinco países europeos. En la validación propuesta en nuestro estudio partimos de la versión de Pienaar et al. [52], con 8 ítems, desarrollado originalmente en Sudáfrica, por considerarse la medida más clara de inseguridad laboral en la dimensionalización afectiva y cognitiva. Su factorización se mantiene en su adaptación al contexto español en 2017 [54]. Sin embargo, por el momento no se dispone de ninguna medida de la inseguridad laboral percibida entre la población brasileña, por lo que el principal objetivo de este estudio es validar la prueba en ese contexto laboral. Esto permitirá no sólo tener la primera medida validada de precariedad laboral percibida en Brasil, sino también establecer relaciones comparativas con otros países. De ahí que el segundo objetivo del artículo sea un análisis comparativo de la precariedad laboral entre España y Brasil.

Al analizar el contexto social y ocupacional brasileño y español en términos comparativos, vale la pena señalar que el mercado laboral en ambos países muestra importantes características de trabajo precario [55, 56]. Según datos del Banco Mundial para el año 2021, los más recientes disponibles, la tasa de desempleo en ambos países es similar: 14,4% en Brasil y 14,7% en España [57]. Sin embargo, con respecto a las condiciones de empleo, se observa una tasa de empleo vulnerable mucho más alta en el mercado laboral brasileño en 2019 (28% frente al 11% en España) [58]. Otros indicadores de precariedad, como el empleo a tiempo parcial, también muestran cifras superiores en Brasil (14,2% y en España 13%) según datos de la OCDE para 2021 [59].

Estos indicadores de empleo requieren una visión amplia de la situación social en cada contexto. El índice de desigualdad GINI de Brasil se sitúa en 53,5 puntos, superior al de España (34,3 puntos en 2019) [60]. Los indicadores de pobreza del Banco Mundial también reflejan que el 5,4% de la población brasileña vivía con menos de 1,90 dólares al día en 2019, mientras que era del 0,8 % de la población española [61]. Este conjunto de datos permite caracterizar dos realidades sociales y ocupacionales sobre las que se pueden establecer estudios comparativos.

Este estudio presenta, como ya hemos señalado, dos objetivos. El primero es la adaptación psicométrica transcultural de la Escala de Inseguridad Laboral con la población activa brasileña, y su comparación factorial con la validación realizada en España. Esto implica un análisis de la fiabilidad y validez de la escala, así como el estudio de los ítems y la estructura factorial de la escala para determinar su dimensionalización [65]. El segundo objetivo es un análisis comparativo transnacional de la influencia de la precariedad laboral en la salud mental de las personas ocupadas en España y Brasil. Esto nos permitirá explorar el comportamiento del constructo en ambos países.

En el caso del proceso de validación se han determinado como criterios de validez los constructos de salud mental y satisfacción laboral. En el caso de la comparación España-Brasil se utilizó específicamente la medida de salud mental. Estas fueron las variables elegidas, ya que la literatura muestra un deterioro de la satisfacción laboral determinado por la inseguridad laboral [66]. El caso de la salud mental es uno de los más explorados en la literatura científica demostrando que cuanto mayor es la precariedad laboral, peor es el estado de salud mental [18, 43, 67].

La muestra estuvo compuesta por 1.165 personas residentes y ocupadas en Brasil (49,18%, n = 573) y España (50,82% = 592). El proceso de recolección de datos fue mediante un método no probabilístico y accidental. Este método de muestreo implica una selección no probabilística de los participantes según los criterios de inclusión en el estudio y la posibilidad de acceder a la muestra. Es un tipo de muestreo utilizado cuando se analizan fenómenos que no son directamente observables, como es el caso, y cuya incidencia en términos poblacionales se desconoce [69, 70]. Se utilizaron cuestionarios autoadministrados en formato online, a través de la plataforma SurveyMonkey. El criterio de inclusión para participar en el estudio fue mantener una relación laboral activa al momento de participar en el estudio. Esta relación laboral también debía establecerse formalmente. Esto es particularmente importante en Brasil, donde hay una alta proporción de trabajo informal [62].

Las siguientes escalas fueron administradas a los participantes de este estudio en el siguiente orden. En el caso de la muestra brasileña, el cuestionario utilizado incluyó las cuatro secciones que se describirán: Escala de Inseguridad Laboral (JIS) para la medida de inseguridad laboral; Cuestionario de Salud General de Goldberg (GHQ-28) para el cribado de salud mental; Encuestas Europeas de Condiciones de Trabajo (EWCS 2010) para el estudio de la satisfacción laboral, y un último bloque de preguntas sobre aspectos sociodemográficos. En el caso de la muestra española no se aplicaron los ítems de satisfacción laboral al no ser necesarios para el propósito del análisis previsto para la comparación entre países.

Escala de inseguridad laboral (JIS): la versión original de esta prueba para medir la inseguridad laboral fue desarrollada por Pienaar et al. [52], validado originalmente en una población trabajadora de Sudáfrica. Consta de 8 ítems Likert-5, factorizados en dos dimensiones: la dimensión cognitiva se mide en los primeros cuatro ítems (α = 0,80) y la dimensión afectiva en los cuatro siguientes (α = 0,84). La codificación de las respuestas a los ítems se realiza con valores del 1 al 5; cuanto mayor sea el valor, mayor será la puntuación de inseguridad. Los ítems 1 a 5, relativos a la dimensión cognitiva, se codifican de forma inversa: la puntuación 5 debe recodificarse como 1, y así sucesivamente con el resto de niveles de respuesta. Este procedimiento de recodificación de los ítems del 1 al 5 también se aplicó en la versión española del test y fue el proceso seguido para este estudio de validación en Brasil. En la muestra brasileña, esta es la escala que pasó por adaptación transcultural, administrando los 8 ítems traducidos por medio del método ciego que será explicado en el procedimiento. En la muestra española el instrumento ya ha sido validado [54] con el mismo número de ítems y la misma estructura que en la escala original [52]: una puntuación total (α = 0,88) y dos subescalas. Los primeros cuatro ítems se factorizan en la dimensión cognitiva (α = 0,90) y los siguientes ítems en la dimensión afectiva (α = 0,78). De esta prueba se pueden extraer tres puntuaciones, una puntuación total y otra para cada una de las dimensiones que la componen.

Cuestionario de Salud General de Goldberg (GHQ-28): con el objetivo de replicar la validación original del JIS [52], así como la española [54], la medición de la salud mental general se administra a través de esta escala desarrollada originalmente por Goldberg. [62]. Esta escala psicométrica presenta ítems Likert-4. Entre las diferentes posibilidades de codificación de las puntuaciones se ha utilizado la más común, que consiste en asignar valores del 0 al 3 a las respuestas de cada ítem. Una puntuación más alta en la prueba implica un peor estado de salud mental. En la muestra brasileña se aplicó el instrumento adaptado [63]. En este caso compuesto por 25 ítems, y que ofrece una puntuación total en salud mental (α = 0,92) y factorializada en tres dimensiones: síntomas somáticos y ansiedad (α = 0,89); disfunción social (α = 0,80) y depresión (α = 0,87). Para la muestra española, el instrumento también ha sido adaptado psicométricamente [64], manteniendo en este caso los 28 ítems del original, factorizados en cuatro subescalas: síntomas somáticos, ansiedad, disfunción social y depresión. Todas las subescalas y puntuaciones tienen α > 0,90 en su adaptación con la muestra española.

Encuesta Europea de Condiciones de Trabajo (EWCS 2010), Eurofound: Para el análisis de la satisfacción laboral se aplicó el conjunto de 16 ítems de la Encuesta de Condiciones de Trabajo 2010 recogidos en el conjunto estadístico de Eurofound. Estos son elementos Likert-5. En la muestra brasileña tuvo una confiabilidad ω de McDonald's de 0,81. Este cuestionario se aplica replicando el proceso seguido en la adaptación española de la Escala de Inseguridad Laboral [54]

Datos sociodemográficos: la parte final del cuestionario utilizado es un conjunto de ítems ad hoc destinados a recoger información sociodemográfica (género, edad, nacionalidad, lugar de residencia y situación laboral). Estos elementos se han extraído de la metodología estadística de la Encuesta de población activa de la Unión Europea (EPA UE) de Eurofound para garantizar que se comprueba la redacción y la presentación.

El conjunto de cuestionarios autoadministrados se completó en el siguiente orden: GHQ-28, EWCS, JIS y datos sociodemográficos. Todos los participantes en el estudio participaron en el mismo de forma voluntaria, dando su consentimiento tras ser informados de los objetivos y tratamiento de datos de esta investigación. Este trabajo fue aprobado por el Comité de Ética del Departamento de Psicología de la Universidad de Oviedo (España) y el Comité de Ética de la Universidad Federal de Minas Gerais (Brasil). Además, siguió las directrices marcadas por la Declaración de Helsinki de la Asociación Médica Mundial (AMM) en materia de trabajos de investigación que impliquen contacto con personas.

Para dar respuesta a los objetivos de la investigación, se planificaron dos estudios. Estudio 1 con el objetivo de adaptar la escala subjetiva de inseguridad laboral JIS-8 a la población brasileña; El estudio 2 estableció una comparación de los efectos de la inseguridad laboral subjetiva sobre la salud mental en trabajadores brasileños y españoles.

El proceso de adaptación de la validación siguió las fases de la Comisión Internacional de Pruebas [65]. Postula que la adaptación “se refiere a trasladar una prueba de un idioma y cultura a otra” [65, p.6], lo que puede implicar alguna modificación de la prueba. La traducción es una de las etapas de la adaptación. Sin embargo, este proceso implica estudiar si el test adaptado mantiene las propiedades psicométricas del original y estudiar si ambas escalas miden el mismo constructo [65, 66]. Para ello seguimos la secuencia de pasos propuesta por Muñiz et al. [67]: (1) traducción ciega adaptando los ítems al contexto cultural bajo estudio; (2) análisis de los ítems y de la estructura de la prueba mediante análisis factorial exploratorio para la primera mitad aleatoria de la muestra; (3) confirmatoria para la segunda mitad, (4) y análisis de la confiabilidad y validez de la prueba.

Antes de administrar la escala JIS en la población brasileña, se realizó una traducción ciega [65] para adaptar los ítems al idioma y contexto cultural del portugués brasileño. Se utilizó como punto de partida la versión original del instrumento [52], con una primera aproximación a la traducción por parte del equipo de investigación para estudiar el uso adecuado de su lenguaje técnico. Posteriormente, un grupo de dos personas bilingües independientes tradujeron la escala del español al portugués brasileño, y otras dos personas diferentes realizaron una traducción inversa. Todas las versiones generadas en este proceso se compararon para llegar a la versión final del cuestionario administrado.

Para el análisis comparativo entre España y Brasil, el conjunto fue administrado con los mismos cuestionarios validados en ambos países por el equipo investigador, logrando resultados comparables para los análisis.

La sección de análisis de datos se organizó bajo tres títulos. El primero presentó el análisis de las condiciones de la muestra utilizada; el segundo el estudio de la adaptación transcultural de la escala JIS de precariedad laboral subjetiva, y el tercero los análisis comparativos entre España y Brasil sobre la relación entre precariedad laboral y condiciones de salud mental.

En primer lugar se realizó un análisis descriptivo de la muestra. También se establecieron pruebas de comparación entre grupos para analizar las condiciones sociolaborales de la muestra de ambos países. Se utilizaron las pruebas de Chi-cuadrado (p < 0,01) para comparar las variables género y tipo de contrato entre la muestra española y brasileña, así como la prueba T de Student (p < 0,01) para la variable edad.

El análisis factorial exploratorio se realizó con el software FACTOR v. 12.01.02 y se aplicó aleatoriamente al 50% de la muestra del estudio en Brasil. Fue desarrollado con un análisis paralelo a través de 500 muestras bootstrap basado en correlaciones policóricas y con un método robusto de extracción ULS. El AFE basado en correlaciones policóricas es adecuado para ítems tipo Likert-5, como en este caso [66]. El método de extracción ULS se considera óptimo en los casos en los que se supone que la escala factorizada tiene un número bajo de factores y las variables son tipo Likert [67, 68].

El CFA, desarrollado con el software JASP 0.16.3 y en la otra mitad de la muestra brasileña del estudio, estimó el ajuste mediante el método DWLS, que es adecuado en muestras n > 200 [69]. Este análisis estudió factores de primer y segundo orden en la factorización de la prueba, utilizando como índices de bondad de ajuste: CFI, TLI, RMSEA, SRMR, GFI y NFI. Como valores criterio para estos índices se consideró CFI ≥ 0,95; TLI ≥ 0,95; RMSEA ≤ 0,10; SRMR ≤ 0,08; IFG ≥ 0,95; NFI ≥ 0,95 [68, 70]. También un factor único con un modelo de factor de método para controlar el efecto de los elementos de código inverso [71].

En tercera instancia, para comprobar el ajuste de la escala según el género (hombres y mujeres), se aplicó una prueba de invarianza con una secuencia de análisis de progresión restrictiva. Comenzando por el modelo configural, seguido por el métrico, escalar y, finalmente, estricto [72]. Como criterio para el análisis de invarianza se asumió que no se producía invarianza cuando la varianza es Δ ≤ 0,01 en los índices de bondad de ajuste GFI, TLI y CFI [73] y Δ ≤ 0,015 en el RMSEA. Además, calculamos la invariancia de escala configural, métrica, escalar y estricta entre Brasil y España. Estos cálculos también se realizaron con el software JASP 0.16.3.

Finalmente, se estudió la confiabilidad de la prueba de la escala Brasil a través de los índices de confiabilidad alfa de Cronbach y Omega de McDonald utilizando el software JASP 0.16.3. Se considera preferentemente el valor del índice Omega de McDonald, ya que se ha estudiado ampliamente la limitación del alfa de Cronbach derivada de su sensibilidad a cambios en el tamaño de la muestra [74]. Al tratarse de una muestra grande, con un total de más de 500 casos para este análisis, es necesario corregir la sensibilidad. Por tanto, se observaron valores similares para ambos índices de confiabilidad.

Para el estudio de la validez de criterio se siguió el procedimiento de validación del mismo test en el contexto español [54]. Se desarrolló un análisis correlacional, primero, para la puntuación total del JIS, y sus dimensiones, con la puntuación total de salud mental del GHQ, así como con sus subescalas en la versión brasileña: síntomas somáticos y ansiedad; disfunción social y depresión. También con el puntaje de Satisfacción Laboral.

Una vez validado el test para su uso en el contexto brasileño, se llevó a cabo una comparación transcultural de los efectos de la precariedad laboral entre las muestras de trabajadores españoles y brasileños. Para la comparación del fenómeno, comparamos el tamaño del efecto de la inseguridad laboral en sus dimensiones afectiva y cognitiva (IV) con respecto a las puntuaciones totales de salud mental con muestras de ambos países (DV). Este análisis se desarrolló con una regresión lineal por pasos calculada con JASP 0.16.3, ingresando en secuencia las dimensiones cognitiva y afectiva del JIS (IC = 95%). La comparación de los tamaños del efecto es un procedimiento apropiado en este tipo de estudio [75], y como índice del tamaño del efecto, siguiendo trabajos previos [76], utilizamos la varianza explicada que expresa el R2 ajustado para cada variable independiente en el modelo. Este análisis se realizó con la escala validada en Brasil y la escala original española con 8 ítems [54].

La muestra estuvo compuesta por 1165 personas, tal y como se indica en el apartado de método. En el conjunto de la muestra, el 38,2% eran mujeres y el 61,8% hombres. El 48,50% de los participantes tiene contrato temporal y el 51,5% tiene contrato indefinido (Tabla 1) La edad media de la muestra fue de 32,78 años para la muestra completa, siendo 28,71 años en la parte brasileña de la muestra y 36,68 en la muestra española . Explorando cada uno de los países encontramos un equilibrio similar entre las diferentes condiciones expuestas. En la parte brasileña de la muestra (n = 573), el 45,20% (n = 259) eran hombres y el 54,80% eran mujeres (n = 314). El 64,22% tenía empleo permanente (n = 368) y el 35,78% tenía empleo temporal (n = 205). Analizando la parte española de la muestra (n = 592), el 31,42% (n = 186) eran hombres y el 68% (n = 406) mujeres. Según su situación laboral, el 31,19% (n = 232) tenía un empleo fijo y el 60,81% (n = 360) tenía un empleo temporal. Sin embargo, el análisis de chi-cuadrado (χ2) para género (χ2 = 22,84, p < 0,01) y situación laboral entre los dos países (χ2 = 71,9; p < 0,01), así como la prueba t de Student para edad (t = 13,19, p < 0,01), mostró diferencias estadísticamente significativas entre los grupos. Esto implica tomar con cautela las conclusiones de un análisis comparativo entre los países, ya que no existe una equivalencia absoluta en las características de ambas muestras.

El preanálisis factorial exploratorio con los 8 ítems de la escala JIS en Brasil mostró un buen KMO (0,768). Sin embargo, el ítem número 4 (Existe sólo una pequeña posibilidad de que quede desempleado) mostró un comportamiento anómalo. En la prueba de Medida de Adecuación Muestreo (MSA), este ítem mostró un valor cercano a 0,50, en contraste con el resto de ítems con valores cercanos y superiores a 0,70. Esto indicó que el ítem medía un dominio asincrónico con respecto a los demás, lo que reafirmó una baja comunalidad (0,37). La carga factorial de este ítem también fue pobre (0,35 en su factor más relevante). Con base en esta evidencia, se tomó la decisión de eliminar este ítem de la prueba. En la versión española de la escala se mantuvo el ítem 4. Sin embargo, su peso factorial fue bajo (0,40) y sustancialmente inferior al del resto de ítems.

La prueba se somete a EFA con 7 ítems y se elimina el cuarto ítem. El índice KMO en este caso fue 0,77. La implementación óptima del análisis paralelo recomienda la extracción de dos factores, siendo el porcentaje de varianza explicado por los dos factores en los datos reales mayor que el explicado por los datos generados aleatoriamente del % de varianza aleatorio (Tabla 2). La prueba MIREAL (Media de Cargas Absolutas Residuales del Ítem) arrojó un valor de 0,44, lo que permitió descartar con certeza que se tratara de una prueba unidimensional. Una factorización en dos dimensiones coincidió con la propuesta de la escala en su conceptualización original [52] y su validación en España [54].

La raíz cuadrática media de los residuos (RMSR) fue 0,027 con un buen ajuste del modelo [77]. La misma aproximación se observó en el residuo cuadrático medio ponderado (WRMR), con un valor inferior a 1,0 (WRMR = 0,025 para nuestros datos) [78]. Ninguno de los ítems tuvo una comunalidad menor a 0,50, y la tabla de correlaciones policóricas entre ítems muestra relaciones con significancia (Tabla 3). Las cargas factoriales con el método de rotación Promin mantuvieron la lógica dimensional del test en población española: un primer factor (cognitivo) con los ítems 1, 2 y 3; y el segundo factor (afectivo) con los ítems 5, 6, 7 y 8. El criterio para considerar relevante una carga factorial se fijó en 0,30 [66]. Las cargas de prueba variaron desde valores mínimos y máximos de 0,66 a más de 0,90 (Tabla 4).

El análisis factorial confirmatorio (AFC) probó el ajuste del modelo unifactorial, el ajuste del modelo con dos dimensiones y el ajuste de dos dimensiones con un factor latente de segundo orden. Los modelos de dos factores se ajustaron mejor que el modelo de un factor y el modelo de un factor con un factor de método. La Tabla 5 muestra que el modelo unidimensional tuvo un ajuste deficiente. Por otro lado, el modelo de dos factores y el modelo de dos factores con un factor latente de segundo orden tuvieron un ajuste perfecto (Tabla 5) según los criterios de ajuste [68, 70]. En este caso, los índices de ajuste fueron casi idénticos. Sin embargo, el modelo de dos factores con un factor latente ofrecía una medida global del constructo de inseguridad laboral, y este procedimiento replicaba la validación española de la escala, por lo que era conveniente elegir el modelo de dos factores con un factor latente de segundo orden. para la escala. Disponer de un factor latente de segundo orden nos permite analizar las puntuaciones de cada subescala del test, así como extraer una puntuación total (Fig. 1).

CFA Modelo de dos factores con un factor latente de segundo orden

Los resultados de la Invarianza multigrupo de la estructura factorial mostraron invariancia configural, métrica, escalar y estricta entre hombres y mujeres. Los índices de bondad de ajuste en todos los casos indicaron un aumento menor o cercano a Δ ≤ 0,10. Para la RMSEA el criterio fue Δ ≤ 0,15. La invarianza de la métrica mostró una pequeña desviación, pero en el resto de los casos se cumplió el supuesto (Tabla 5). Por tanto, la estructura de la escala no varió entre hombres y mujeres.

Al probar la invarianza entre países, cabe considerar que la escala en Brasil tiene 7 ítems (se elimina el ítem 4) mientras que en España tiene 8 ítems. Para posibilitar el cálculo transversal, la escala española fue sometida a un AFC y análisis de fiabilidad con la muestra, eliminando el ítem 4. La estructura se propuso en los datos españoles de la misma forma que en la muestra brasileña: un factor con los ítems 1, 2 y 3, y otro con los ítems 5, 6, 7 y 8. Además, se extrajo un factor latente de segundo orden. El ajuste del modelo fue adecuado al criterio: CFI = 0,998; ILI = 0,996; RMSEA = 0,027 (IC 95%: 0,006; 0,045); SRMR = 0,027; GFI = 0,998 y NFI = 0,996. La consistencia interna también fue adecuada: la ω de McDonald para las escalas ordinales es ω = 0,90 para la escala completa; ω = 0,84 para la dimensión cognitiva y ω = 0,86 para la dimensión afectiva ω = 0,90 [82]. Con estos resultados calculamos la invarianza de la escala con la muestra de los dos países replicando los criterios de invarianza entre hombres y mujeres en Brasil. Los índices de bondad de ajuste en todos los casos indicaron un aumento menor o cercano a Δ ≤ 0,10. Para el RMSA el criterio fue Δ ≤ 0,15 y la variación fue menor (Tabla 6). Por tanto, la estructura de la escala no varió entre países (Brasil y España).

La consistencia interna de la prueba medida con ω de McDonald para escalas ordinales fue ω = 0,82 para la escala completa; ω = 0,84 para la dimensión cognitiva y ω = 0,84 para la dimensión afectiva. Estos indicadores apuntaron a una muy buena fiabilidad de la escala y sus dimensiones [79]. Los datos α de Cronbach fueron muy similares. La correlación intraclase es ICC = 0,358, y la confiabilidad del ítem si se abandonó el ítem mostró poca variación relevante (Tabla 4).

La escala JIS y sus dimensiones se correlacionaron con las puntuaciones de salud mental y satisfacción laboral, arrojando correlaciones significativas en todos los casos (Tabla 7). Se replicó el exitoso procedimiento de validación del test JIS en la población activa española. Se observaron correlaciones mayores con la puntuación total de inseguridad laboral y la dimensión cognitiva que con la dimensión afectiva del constructo.

El segundo objetivo del estudio investigó la comparación entre Brasil y España en cuanto a la relación entre las dimensiones cognitivas y afectivas de la escala JIS (IV) con el puntaje total de salud mental (GHQ-28) (DV) (Tabla 8). El modelo de regresión replicado con las muestras de ambos países fue significativo en ambos casos (p < 0,01): en la muestra brasileña la dimensión cognitiva presentó una beta estandarizada mayor (βstd = 1,35, p < 0,001) que la dimensión afectiva (βstd = 0,54 ,p<0,001). En España, la dimensión cognitiva (βstd = 0,47, p < 0,001) y la dimensión afectiva (βstd = 0,43, p < 0,01) presentaron resultados beta similares.

Al comparar los tamaños del efecto, el R2 Adj en el caso brasileño (R2 Adj = 0,138) fue mayor que en la muestra española (R2 Adj = 0,07). Se observó que la precariedad laboral tenía mucho mayor capacidad explicativa de la variabilidad en salud mental en el caso de la muestra brasileña. Analizando las variables independientes por separado, en el caso brasileño hubo diferencia sustancial entre la variabilidad explicada por la inseguridad laboral afectiva (R2 Adj = 0,022) y cognitiva (R2 Adj = 0,116); mientras que en la muestra española los datos mostraron una relación inversa: la inseguridad laboral afectiva (R2 Adj = 0,06) tenía mayor capacidad explicativa que la inseguridad laboral cognitiva (R2 Adj = 0,01). También cabe señalar que las dos variables de inseguridad laboral se incluyeron en el modelo para ambos países.

El primer objetivo de este estudio fue validar la escala JIS [52] en el contexto de empleados brasileños. Este objetivo se logró al disponer de una escala de medición de la precariedad laboral subjetiva con altos índices de fiabilidad y una estructura factorial coincidente con la prueba basal [52], así como con la resultante de la validación española [54]. También se ha probado la invariancia entre países, lo que implica correspondencia de escala entre ambos contextos. El estudio de adaptación española señaló la relevancia de desarrollar escalas psicométricas para la medición del fenómeno en América Latina, y más específicamente en el caso brasileño donde no existe ningún precedente. También es la primera adaptación de esta escala para utilizar correlaciones policóricas en su análisis factorial confirmatorio. Este método no sólo es más adecuado para ítems Likert-5, sino que la extracción de factores propuesta es más conservadora con respecto a la multidimensionalidad que el análisis de componentes principales habitualmente utilizado en este tipo de diseño [66]. A pesar de ello, la prueba se ha ajustado a un modelo de dos factores con uno latente, con las implicaciones que se comentarán a continuación.

La escala en la validación brasileña presenta un ítem menos, con la eliminación del cuarto ítem. Este ítem, como se ha mencionado anteriormente, tenía ponderaciones factoriales sustancialmente menores que el resto en España y en la validación original, lo que se considera una decisión congruente. Uno de los factores, con esta eliminación, ahora se mide en tres ítems, lo que se considera aceptable para la medición de una dimensión en un instrumento psicométrico [80]. Se mantiene el sentido inverso de cuatro de los ítems, con el fin de buscar la fidelidad con la escala original y sus diferentes versiones.

El estudio de validez del instrumento revela correlaciones significativas entre las puntuaciones en percepción de inseguridad laboral y las mediciones de salud mental y satisfacción laboral. En el caso de la satisfacción laboral, se encuentra una correlación inversa con todas las medidas de inseguridad laboral de la escala, y una correlación directa con la salud mental. Estos resultados son consistentes con la literatura científica [51, 54]. Esto respalda no sólo que las puntuaciones sean adecuadas para establecer la validez de criterio, sino también el correcto comportamiento de la escala en su adaptación transcultural a la población brasileña. Cabe señalar que la correlación entre el puntaje total de inseguridad laboral y la variable salud mental es mayor que la observada con la satisfacción laboral. Esto está en continuidad con el trabajo de Stiglbauer et al. [81] donde se observa una mayor correlación de la inseguridad laboral con el bienestar cognitivo (r = − 0,35***) que con variables relacionadas con la implicación laboral (r = − 0,12). También muestra una alta relación entre precariedad laboral e intención de abandonar el empleo (r = 0,48***). Esto lleva a concluir que la precariedad laboral es un fenómeno de alta intensidad, que está más relacionado con las consecuencias negativas de su ocurrencia. Al mismo tiempo, refleja que para comprender los efectos de la precariedad laboral no sólo es necesario observar variables relacionadas con el trabajo, sino que también involucra el estado de bienestar de la persona en su sentido más amplio. Es decir, la expectativa de pérdida del empleo condiciona la situación de la persona en el resto de ámbitos del desarrollo vital. Esto se basa en enfoques teóricos que entienden el empleo precario como vida precaria [82]: el empleo precario –en este caso se mide la dimensión de la inseguridad laboral– no puede aislarse de la calidad de vida del sujeto. Låstad et al. [83] también relaciona la inseguridad laboral cuantitativa percibida más fuertemente con el deterioro del bienestar psicológico (r = − 0,26***), que con otras variables relacionadas con el trabajo, como el conflicto entre trabajo y familia (r = 0,18***). .

En el sentido anterior, la relación entre la precariedad laboral y otras variables, como la salud, muestra que la precariedad laboral es una medida de precariedad laboral [15]. La conceptualización de la inseguridad laboral no sólo es amplia, sino necesariamente mutable. En este sentido, aportamos nueva evidencia sobre la relevancia de considerar la inseguridad laboral como un indicador de inseguridad laboral, en línea con otros autores [84]. De hecho, en consonancia con el carácter flexible y volátil del mercado laboral [14], las definiciones de precariedad laboral que se centran únicamente en aspectos objetivos no tienen en cuenta la magnitud del fenómeno estudiado. Así, propuestas para conceptualizar la precariedad como la de Vosko [85], según la cual “el trabajo precario puede definirse como empleo caracterizado por inseguridad, bajos salarios y beneficios sociales limitados” [p. 2], reflejan cómo la precariedad laboral es un elemento intrínseco para su comprensión, a través de una medición de la experiencia subjetiva de la precariedad laboral.

Otro aspecto a discutir es la factorización del test en dos dimensiones. Se trata de discutir los múltiples modelos conceptuales de precariedad laboral subjetiva. En este sentido, la validación del instrumento en Brasil optó por explorar un factor latente de segundo orden para darle versatilidad al instrumento. El ajuste del modelo de dos factores, cognitivo y afectivo, junto con la puntuación total extraída con el factor latente de segundo orden, permite extraer tres puntuaciones del test. Esto proporciona una respuesta a aquellos autores que ven la percepción de inseguridad laboral como un constructo unidimensional [19], ya que implica una puntuación total a obtener a través de la escala en Brasil. Sin embargo, los resultados del proceso de validación son claros al definir un modelo bidimensional (afectivo y cognitivo). En este sentido, se ha demostrado que el impacto de la inseguridad laboral afectiva es diferencial, existiendo mayores correlaciones con las escalas de salud mental y satisfacción laboral en el caso de la inseguridad laboral cognitiva. Sverke et al. [86] argumentaron en su metaanálisis clásico que la inseguridad laboral afectiva era lo que “mejor reflejaba la definición conceptual de inseguridad laboral” [p. 256] Sin embargo, nuestra investigación invita a seguir trabajando con el modelo de dos factores. En primer lugar, porque el CFA muestra que esta dimensionalización es factible. Además, porque el análisis de regresión realizado en la población brasileña muestra que la inseguridad laboral cognitiva tiene mayor capacidad explicativa sobre la salud mental de los trabajadores. En este sentido, la mayor parte de la literatura científica existente sobre precariedad laboral proviene del contexto social y laboral occidental [20], lo que significa que acercar el concepto a marcos laborales como el de América Latina aporta nueva evidencia para su exploración conceptual.

Un metaanálisis reciente mostró que la inseguridad laboral afectiva tiende a ser más importante que la inseguridad laboral cognitiva en la salud mental [48]. Al observar el estudio de regresión diseñado con la muestra brasileña y la salud mental general como variable dependiente, los resultados reflejan, sin embargo, un R2 más significativo para la inseguridad laboral cognitiva (R2 adj = 0,116) que para la inseguridad laboral afectiva (R2 adj = 0,022) . Ambas dimensiones de la inseguridad laboral son significativas en el modelo de regresión lineal. La literatura reciente informa de este comportamiento al estudiar el fenómeno en una muestra estadísticamente representativa de sujetos, en los que la inseguridad laboral cognitiva tiene una mayor influencia en la salud mental que la inseguridad laboral afectiva [86]. Si nos referimos a la validación original del instrumento que se está validando, también es evidente que la inseguridad laboral cognitiva explica más varianza en la medida de salud mental (βstd = 0,39) que la inseguridad laboral afectiva (βstd = 0,05) [52]. Salas-Nicas et al. [86] sostienen que es difícil explicar el comportamiento diferencial de los dos factores en este momento. Evidencia de esta complejidad se encuentra en los datos analizados con la muestra española del estudio, donde la precariedad afectiva laboral tiene un mayor peso en la varianza explicada de la salud mental general. La dirección de los datos españoles es congruente con el metaanálisis mencionado anteriormente [48]. Sin embargo, hay que tener en cuenta que la gran mayoría de los análisis de este fenómeno se han realizado en el contexto europeo [40, 40, 43, 87, 88]. En cambio, nuestros resultados muestran que el fenómeno presenta diferentes niveles de intensidad según el contexto en el que se estudia, por lo que son necesarios enfoques comparativos transculturales, con una perspectiva psicosocial. Esta ya había sido identificada como una tarea prioritaria y pendiente en el análisis de la precarización laboral [20].

Los ejercicios de comparación transnacional han sido poco explorados con los países latinoamericanos. Tener la escala adaptada al contexto brasileño nos ha permitido comparar una muestra de población española y brasileña, que era el segundo objetivo del estudio. Al comparar el tamaño del efecto de la inseguridad laboral percibida sobre la salud mental medido con el GHQ, los tamaños del efecto entre la población activa brasileña (R2 Adj = 0,138) son sustancialmente mayores que los obtenidos en la muestra española. Son superiores en todos los casos, tanto para la dimensión afectiva como para la dimensión cognitiva. El porcentaje de varianza explicada en el caso del modelo desarrollado en España (R2 Adj = 0,07) es muy similar al observado en estudios previos con las mismas variables (R2 Adj = 0,06) [54] Se puede concluir, por tanto, que La inseguridad laboral es más relevante para comprender la salud mental de los trabajadores en el contexto brasileño que en un contexto europeo como el español.

Interpretar estos resultados requiere analizar el contraste entre los contextos sociales de los dos países. Estos datos requieren una interpretación de la historia laboral reciente de ambos territorios. Tanto el caso español como el brasileño atraviesan períodos autoritarios en la segunda mitad del siglo XX, lo que implica que la construcción de sus modelos de protección social y laboral es tardía y frágil [7, 89]. En el caso español, esto se materializó en la dualidad del trabajo en el cambio de milenio. En el caso brasileño, se trata de la desigualdad de condiciones centro-periférica (marco laboral terciario de las grandes ciudades versus marco laboral agrario de la periferia), así como la integración estructural del trabajo informal. Sin embargo, ambos países avanzan al unísono hacia las realidades sociales y laborales desreguladas de los contextos neoliberales. En este sentido aparece una clara diferenciación: en el caso español, el mercado laboral sigue siendo frágil, pero dentro de la economía de la Unión Europea [90]. Esto implica una economía más fuerte que la de Brasil, con un sistema de protección social que brinda más garantías a los empleados. En el caso brasileño, existe una tendencia a la subsidiariedad económica con los países europeos y norteamericanos, lo que, unido a la fragilidad previa del empleo, coloca el contexto laboral brasileño en una situación de peor protección [7]. En este contexto, la literatura científica ha demostrado que la inseguridad laboral es un fenómeno mediado por condiciones de pobreza y disponibilidad de recursos [15, 91]. Así, quienes viven con menos recursos experimentan una mayor precarización laboral y sus efectos con mayor intensidad: tanto porque los empleos a los que suelen tener acceso son más precarios, como porque el costo de perder un empleo es mayor. Los estudios sobre la inseguridad laboral en torno a períodos de crisis económica también reflejan esta situación de aumento del valor del trabajo debido a la actual inestabilidad económica [16, 24]. Al mismo tiempo, se ha descubierto que la percepción de desigualdad social tiene un efecto moderador sobre las consecuencias de la inseguridad laboral [92]. Si comparamos los indicadores de desigualdad en el contexto macro socioeconómico brasileño, el índice GINI supera al español en 19,2 puntos según datos del Banco Mundial [60]. En cuanto a la situación del empleo en los contextos brasileño y español, no vemos trayectorias muy diferentes en las tasas de desempleo. Sin embargo, la tasa de empleo vulnerable formulada por la OIT [93] muestra que en Brasil es 17 puntos porcentuales superior a la ya elevada tasa española (11% en España, frente a 5% en Alemania y 8% en Francia) [58 ]. Una vez más, nos vemos obligados a vincular el concepto de inseguridad laboral con las expectativas [94, 95], y se puede suponer que la expectativa de desarrollo laboral en un mercado social y ocupacional frágil influye en la experiencia y las consecuencias de la inseguridad laboral.

En cuanto a las limitaciones de esta investigación, sería necesario profundizar con más datos para explicar por qué existe esta influencia diferencial entre el impacto de la precariedad laboral en España y Brasil. En este sentido, la disponibilidad de esta escala psicométrica validada abre la posibilidad de analizar el fenómeno en el territorio, lo que hasta ahora no era posible en estos términos. En segundo lugar, permanece abierta la discusión respecto de la relación diferencial entre las dimensiones afectiva y cognitiva de la salud mental. En este sentido, una comprensión más profunda de las condiciones sociales de los contextos puede ayudarnos a observar los condicionantes que intervienen en el fenómeno [86]. En tercer lugar, aunque la prueba ha sido traducida al portugués, sólo ha sido adaptada en el contexto brasileño, por lo que sería necesario desarrollar un proceso de adaptación transcultural en Portugal para su uso en este contexto. El artículo también refleja algunas limitaciones metodológicas, como su diseño transversal. Si bien es un método común para los estudios de adaptación psicométrica, hubiera sido deseable diseñar un enfoque de medidas repetidas que permitiera calcular el coeficiente de correlación intraclase para fortalecer la evidencia de consistencia interna.

En cuanto a las características de la muestra, no se dispone de datos sobre características étnicas para la muestra brasileña, lo que sería un aspecto importante a abordar en futuros trabajos sobre la inseguridad laboral en el contexto brasileño. Finalmente, los análisis de la muestra entre ambos países muestran que no existe una equivalencia absoluta en las características de ambas muestras (española y brasileña) en sus condiciones sociolaborales. Esto puede condicionar los resultados del estudio, por lo que se requiere cautela a la hora de realizar generalizaciones sobre las conclusiones de este trabajo.

En conclusión, la Escala Brasileña de Inseguridad Laboral (JIS) adaptada en este artículo ofrece un instrumento con garantías psicométricas. Mantiene la estructura factorial en dos dimensiones, cognitiva y afectiva, con una extensión de 7 ítems. Por tanto, se pueden extraer tres puntuaciones: una puntuación total de precariedad laboral, así como una puntuación de precariedad laboral afectiva y otra de precariedad laboral cognitiva.

La escala JIS también ofrece la posibilidad de realizar análisis transnacionales. Este estudio compara el fenómeno con la población activa española, observando una relación diferencial entre precariedad laboral y salud mental en ambos países. La salud mental en Brasil se ve más comprometida por la inseguridad laboral entre las personas empleadas. Los efectos de la precariedad laboral en España son similares a los del resto de Europa. Estos resultados justifican la relevancia de establecer un análisis de la realidad laboral en América Latina a través del estudio de la Precariedad Laboral.

El conjunto de datos está disponible a través del autor correspondiente previa solicitud razonable.

Organización Internacional del Trabajo

Escala cualitativa de inseguridad laboral

Escala de inseguridad laboral

Organización para la cooperación económica y el desarrollo

Cuestionario de salud general de Goldberg

Encuesta de población activa de la Unión Europea

Asociación Médica Mundial

Mínimos cuadrados no ponderados

Análisis factorial exploratorio

Análisis factorial confirmatorio

Índice de ajuste comparativo

Índice de Tucker-Lewis

Error cuadrático medio de aproximación

Índice difuso gaussiano

Índice de ajuste normado

Variable independiente

Variable dependiente

Medida de Kaiser-Meyer-Olkin

Intervalo de confianza

Medida de adecuación del muestreo

Media de las cargas absolutas residuales del artículo

Media cuadrática de residuos

Residuos cuadráticos medios ponderados

Correlación intraclase

OIT. Perspectivas sociales y del empleo en el mundo: tendencias 2021. Ginebra: Oficina Internacional del Trabajo; 2021.

Beck U. La sociedad cosmopolita y sus enemigos. Teoría Culto Soc. 2002;19(1–2):17–44.

Google Académico

Crespo E, Prieto Rodríguez C, Serrano Pascual A, editors. Trabajo, subjetividad y ciudadanía: paradojas del empleo en una sociedad en transformación [Work, subjectivity and citizenship: paradoxes of employment in a changing society]. Madrid: Universidad Complutense; 2009.

Google Académico

Seccareccia M. ¿Qué es el pleno empleo? Un análisis histórico-institucional de un concepto cambiante y su relevancia política para las economías del siglo XXI posteriores al COVID-19. J Problemas económicos. 2021;55(2):539–51.

Google Académico

Svetek M. La promesa de la flexiguridad: ¿pueden el empleo y la seguridad de los ingresos mitigar los efectos negativos de la inseguridad laboral? Economía Ind Democr. 2022;43(3):1206–35.

Google Académico

Limonad E. Algunas reflexiones sobre el neoliberalismo en Brasil desde una perspectiva global. Mercado Fortaleza [Internet]. 26 de noviembre de 2021 [consultado el 30 de enero de 2023];20. Disponible en: http://www.scielo.br/j/mercator/a/XKXWDQr5wpChnMj4zYss6xr/abstract/?lang=en

Cardoso A. Obra en Brasil - Ensayos de sociología histórica y económica. Eduerj; 2016.

Bendassolli PF, Coelho-Lima F, Pinheiro R de A, Gê PC de S. El significado del trabajo durante el desempleo de corta duración. Psicol Teor E Pesqui. 2016;32:123–32.

Lazarus RS, Folkman S. Estrés, valoración y afrontamiento. Nueva York: Springer; 1984.

Google Académico

Greenhalgh L, Rosenblatt Z. Inseguridad laboral: hacia la claridad conceptual. Acad Manag Rev. 1984;9:438–48.

Google Académico

Seubert C, Hopfgartner L, Glaser J. Más allá de la inseguridad laboral: concepto, dimensiones y medición del empleo precario. J Acto cotidiano. 2019;12(2):33–45.

Google Académico

De Witte H, Näswall K. Inseguridad laboral objetiva versus subjetiva: consecuencias del trabajo temporal para la satisfacción laboral y el compromiso organizacional en cuatro países europeos. Economía Ind Democr. 2003;24(2):149–88.

Google Académico

Haapanala H. ¿Zanahorias o palitos? Un análisis multinivel de las políticas activas del mercado laboral y el empleo atípico en Europa. Adm. de política social 2022;56(3):360–77.

Google Académico

Probst TM, Jiang L. Políticas europeas de flexiguridad: efectos multinivel en las reacciones psicosociales de los empleados ante la inseguridad laboral. Ciencia segura. 2017;100(A):83–90.

Google Académico

Losa JA, Agullo-Tomas E, Menendez-Espina S, Rodriguez-Suarez J, Boada-Grau J. Job insecurity, mental de la salud y social apoyo en working poor. Athenea Digit. 2020;20(1):e2178.

Google Académico

Sanclemente FJ, Gamero N, Arenas A, Medina FJ. Análisis de la satisfacción laboral, la precariedad laboral y la salud laboral en la población ocupada durante la reciente crisis económica global. Anu Psicol. 2020;50(3):149–59.

Google Académico

Davy JA, Kinicki AJ, Scheck CL. Una prueba de los efectos directos y mediados de la seguridad laboral sobre las cogniciones de abstinencia. Comportamiento del órgano J. 1997;18:323–49.

Google Académico

Sverke M, Hellgren J, Näswall K. Sin seguridad: un metanálisis y revisión de la inseguridad laboral y sus consecuencias. J Occup Salud Psicología. 2002;7:242–64.

PubMed Google Académico

Vander Elst T, De Cuyper N, Baillien E, Niesen W, De Witte H. El control percibido y el incumplimiento psicológico del contrato como explicaciones de las relaciones entre inseguridad laboral, tensión laboral y reacciones de afrontamiento: hacia una integración teórica: inseguridad laboral, control percibido y incumplimiento de contrato psicológico. Estrés Salud. 2014;32(2):100–16.

PubMed Google Académico

Shos MK. Inseguridad laboral: una revisión integradora y una agenda para futuras investigaciones. J Gerente. 2017;43(6):1911–39.

Google Académico

Hackman JR, Oldham GR. Motivación a través del diseño del trabajo: prueba de una teoría. Organ Behav Hum Realizar. 1976;16:250–79.

Google Académico

Rizzo JR, Casa RJ, Lirtzman SI. Conflicto de roles y ambigüedad en organizaciones complejas. Adm Sci Q. 1970;15:150–63.

Google Académico

Lastad L, Berntson E, Naeswall K, Lindfors P, Sverke M. Validación de la medición de los aspectos cuantitativos y cualitativos de la escala de clima de inseguridad laboral. Desarrollo de carrera internacional 2015;20(3):202–17.

Google Académico

Van Egdom D, Spitzmueller C, Wen X, Kazmi MA, Baranski E, Flin R, et al. Inseguridad laboral durante una crisis económica: las consecuencias psicológicas de los anuncios generalizados de reducción de costos corporativos. Ocupar Ciencias de la Salud. 2022;6(1):1–25.

PubMed Google Académico

Mamani-Benito Ó, Apaza Tarqui EE, Carranza Esteban RF, Rodríguez-Alarcón JF, Mejía CR. Perceived job insecurity in employment due to the impact of COVID-19: validation of an instrument on Peruvian workers. Rev Asoc Esp Espec En Med Trab. 2020;29(3):184–93.

Google Académico

Bugajska J, Zolnierczyk-Zreda D, Jedryka-Goral A, Gasik R, Hildt-Ciupinska K, Malinska M, et al. Factores psicológicos en el trabajo y trastornos musculoesqueléticos: un estudio prospectivo de un año. Reumatol Int. 2013;33(12):2975–83.

PubMed PubMed Central Google Académico

Lawrence ER, Halbesleben JRB, Paustian-Underdahl SC. La influencia de las lesiones laborales en el conflicto entre el trabajo y la familia: la inseguridad laboral y financiera como mecanismos. J Occup Salud Psicología. 2013;18:371–83.

PubMed Google Académico

Richter A, Naeswall K, Lindfors P, Sverke M. Inseguridad laboral y conflicto entre el trabajo y la familia en docentes en Suecia: examen de sus relaciones con modelos longitudinales cruzados. Psych J. 2015;4(2):98–111.

PubMed Google Académico

Lee SH, Jeong DY. Precariedad laboral e intención de rotación: el compromiso organizacional como mediador. Comportamiento social personal. 2017;45(4):529–36.

Google Académico

Choi BH, Hyun-Jae L. Los efectos de la inseguridad laboral y la intención de rotación de los empleados del hotel. 호텔리조트연구. 2021;20(3):23–40.

Jalali A, Jaafar M, Hidzir NI. Efecto indirecto del acoso laboral sobre el agotamiento emocional debido a la inseguridad laboral entre los trabajadores malasios El papel amortiguador de la religión. J Islam Cuenta Autobús Res. 2020;11(7):1325–42.

Google Académico

de Cuyper N, Sora B, de Witte H, Caballer A, Peiró JM. Uso del empleo temporal por parte de las organizaciones y clima de precariedad laboral entre los trabajadores fijos belgas y españoles. Economía Ind Democr. 2009;30(4):564–91.

Google Académico

ProbstTM. Contrarrestar los efectos negativos de la inseguridad laboral mediante la toma de decisiones participativa: lecciones del modelo de control de la demanda. J Occup Salud Psicología. 2005;10(4):320–9.

PubMed Google Académico

Cheng Y, Chen CW, Chen CJ, Chiang TL. La inseguridad laboral y su asociación con la salud entre los empleados de la población general taiwanesa. Soc Sci Med. 2005;61(1):41–52.

PubMed Google Académico

Cheng T, Mauno S, Lee C. El efecto amortiguador de las estrategias de afrontamiento en la relación entre la inseguridad laboral y el bienestar de los empleados. Economía Ind Democr. 2014;35(1):71–94.

Google Académico

Kinnunen U, Mauno S, Natti J, Happonen M. Inseguridad laboral percibida: un estudio longitudinal entre empleados finlandeses. Eur J Órgano de Trabajo Psychol. 1999;8(2):243–60.

Google Académico

Menéndez-Espina S, Llosa JA, Agulló-Tomás E, Rodríguez-Suárez J, Sáiz-Villar R, Lasheras-Díez HF, et al. The Influence of gender inequality in the development of job insecurity: differences between women and men. Front Public Health. 2020;8:526162.

PubMed PubMed Central Google Académico

Menéndez-Espina S, Llosa JA, Agulló-Tomás E, Rodríguez-Suárez J, Sáiz-Villar R, Lahseras-Díez HF. Job insecurity and mental health: the moderating role of coping strategies from a gender perspective. Front Psychol. 2019. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2019.00286/full.

Artículo PubMed PubMed Central Google Scholar

Karapinar PB, Camgoz SM, Ekmekci OT. Revisión de instrumentos de medición en la investigación de la inseguridad laboral: la inseguridad laboral percibida y la perspectiva de género. En: Wheatley D, editor. Manual de métodos de investigación sobre la calidad de vida laboral. Cheltenham: Edward Elgar Publishing Ltd; 2019.

Google Académico

Burgard SA, Kalousova L, Seefeldt KS. Inseguridad laboral percibida y salud según el estudio de recuperación y recesión de Michigan. J Occup Environ Med. 2012;54(9):1101–6.

PubMed Google Académico

Kausto J, Elo AL, Lipponen J, Elovainio M. Efectos moderadores de la inseguridad laboral en las relaciones entre la justicia procesal y el bienestar de los empleados: diferencias de género. Eur J Órgano de Trabajo Psychol. 2005;14(4):431–52.

Google Académico

Rundmo T, Lind H. Inseguridad laboral, satisfacción laboral y seguridad y salud en el trabajo. Int J Psicólogo. 2012;47:543–543.

Google Académico

Llosa JA, Menéndez-Espina S, Agulló-Tomás E, Rodríguez-Suárez J. Job insecurity and mental health: a meta-analytical review of the consequences of precarious work in clinical disorders. An Psicol. 2018;34(2):211–21.

Google Académico

Caplan RD, Cobb S, French JRP Jr, Harrison RV, Pinneau SR Jr. Demandas laborales y salud de los trabajadores: principales efectos y diferencias ocupacionales. Washington: Departamento de Educación para la Salud y Bienestar de EE. UU.; 1975.

Google Académico

Johnson CD, Messe LA, Crano WD. Predecir el desempeño laboral de los trabajadores de bajos ingresos: el cuestionario de opinión laboral. Psicólogo personal. 1984;37:291–9.

Google Académico

Fischmann G, De Witte H, Sulea C, Vander Elst T, De Cuyper N, Iliescu D. Validación de una escala cualitativa de inseguridad laboral corta y genérica (QUAL-JIS). Evaluación Eur J Psychol. 2021;38(5):397–411.

Google Académico

Bazzoli A, Brondino M, De Witte H, Pasini M. Desarrollo y propiedades psicométricas de la escala de evaluación de la inseguridad laboral (JIAS-6). Evaluación Eur J Psychol. 2021;37(4):313–24.

Google Académico

Ashford SJ, Lee C, Bobko P. Contenido, causa y consecuencias de la inseguridad laboral: una medida basada en la teoría y una prueba sustantiva. Acad Manag J. 1989;32(4):803–29.

Google Académico

Hellgren J, Sverke M, Isaksson K. Un enfoque bidimensional de la inseguridad laboral: consecuencias para las actitudes y el bienestar de los empleados. Eur J Órgano de Trabajo Psychol. 1999;8:179–95.

Google Académico

Borg I, Elizur D. Inseguridad laboral: correlatos, moderadores y medición. Int. J. Manpow. 1992;13(2):13–26.

Google Académico

Jiang L, Lavaysse LM. Inseguridad laboral cognitiva y afectiva: un metanálisis y un estudio primario. J Gerente. 2018;44(6):2307–42.

Google Académico

Huang GH, Lee C, Ashford S, Chen Z, Ren X. Inseguridad laboral afectiva: un mediador de la inseguridad laboral cognitiva y las relaciones de resultados de los empleados. Órgano de gestión del Stud Int. 2010;40(1):20–39.

Google Académico

Sverke M, Goslinga S, Chirumbolo A, De Witte H, Hellgren J, Näswall K. ¿Cómo afecta la inseguridad laboral a los miembros del sindicato? Reacciones de salida, voz y lealtad en cuatro países europeos. Uniones Europeas Wake Flex Prod. 2002;107.

Jiang L, Hu S, Naswall K, López Bohle S, Wang HJ. ¿Por qué y cuándo la inseguridad laboral cognitiva se relaciona con la inseguridad laboral afectiva? Una exploración de tres estudios sobre la rumiación negativa y la tendencia a los chismes negativos. Eur J Órgano de Trabajo Psychol. 2020;29(5):678–92.

Google Académico

Pienaar J, De Witte H, Hellgren J, Sverke M. La distinción cognitivo/afectivo de la inseguridad laboral: validación y relaciones diferenciales. South Afr ​​Bus Rev. 2013;17(2):1–22.

Google Académico

De Witte H. Ética laboral e inseguridad laboral: medición y consecuencias para el bienestar, la satisfacción y el compromiso en el trabajo [Ética laboral e inseguridad laboral: evaluación y consecuencias para el bienestar, la satisfacción y el desempeño en el trabajo]. En: Bouwen R, De Witte K, De Witte H, Taillieu T, editores. Del grupo a la comunidad [Del grupo a la comunidad] Liber Amicorum Prof Dr. Leo Lagrou. Lovaina: Garant; 2000. pág. 225–50.

Google Académico

Llosa JA, Menéndez-Espina S, Rodríguez-Suárez J, Agulló-Tomas E, Boada-Grau J. Validación en español de la Escala de Inseguridad Laboral JIS-8: Viabilidad del modelo cognitivo y afectivo. Psicotema. 2017;29(4):577–83.

PubMed Google Académico

Padrosa E, Vanroelen C, Muntaner C, Benach J, Julià M. Precarious employment and mental health across European welfare states: a gender perspective. Int Arch Occup Environ Health. 2022;1–18.

Tonelo I, Silva LM e, Framil Filho R. Trabajadores en medio de Covid-19 en Brasil: flexibilidad, trabajo precario y movilización internacional. Sociologías. 2022;24(60):140–68.

El Banco Mundial. Desempleo, total (% de la fuerza laboral total) (estimación modelada OIT) - España, Brasil | Datos [Internet]. 2022 [consultado el 16 de noviembre del 2022]. Disponible en: https://data.worldbank.org/indicator/SL.UEM.TOTL.ZS?locations=ES-BR

El Banco Mundial. Empleo vulnerable, total (% del empleo total) (estimación modelada OIT) - España, Brasil, Francia | Datos [Internet]. 2020 [consultado el 16 de noviembre del 2022]. Disponible en: https://data.worldbank.org/indicator/SL.EMP.VULN.ZS?locations=ES-BR-FR

OCDE. Empleo - Tasa de empleo a tiempo parcial - Datos de la OCDE [Internet]. 2022 [consultado el 16 de noviembre del 2022]. Disponible en: http://data.oecd.org/emp/part-time-employment-rate.htm

El Banco Mundial. Índice de Gini - España, Brasil | Datos [Internet]. 2020 [consultado el 16 de noviembre del 2022]. Disponible en: https://data.worldbank.org/indicator/SI.POV.GINI?locations=ES-BR

El Banco Mundial. Pobreza | Datos [Internet]. 2020 [consultado el 16 de noviembre del 2022]. Disponible en: https://data.worldbank.org/topic/poverty?locations=ES-BR

Ferrando PJ, Lorenzo-Seva U. Análisis factorial de ítems exploratorios: algunas consideraciones adicionales. Una Psicol Ann Psychol. 2014;30:1170–5.

Google Académico

Vujicic D, Jovicic A, Lalic D, Gagic S, Cvejanov A. La relación entre la inseguridad laboral, la satisfacción laboral y el compromiso organizacional entre los empleados del sector turístico en Novi Sad. Economía Ind Democr. 2015;36(4):633–52.

Google Académico

De Witte H, Pienaar J, De Cuyper N. Revisión de 30 años de estudios longitudinales sobre la asociación entre inseguridad laboral y salud y bienestar: ¿existe evidencia causal?: Revisión de estudios longitudinales sobre inseguridad laboral. Aust Psicología. 2016;51:18–31.

Google Académico

Corbetta P. La traducción empírica de la teoría. En: Metodología y técnicas de investigación social. McGraw Hill; 2007. pág. 67–104.

Martínez-Mesa J, González-Chica DA, Duquia RP, Bonamigo RR, Bastos JL. Sampling: how to select participants in my research study? An Bras Dermatol. 2016;91:326–30.

PubMed PubMed Central Google Académico

Santos BB, Vasconcelos VM. Factores socioeconómicos y demográficos asociados al trabajo informal: el caso de Toritama, Pernambuco, Brasil. Contemp-Rev Sociol Ufscar. 2018;8(1):289–316.

Google Académico

Goldberg DP. La detección de enfermedades psiquiátricas mediante cuestionario: una técnica para la identificación y evaluación de enfermedades psiquiátricas no psicóticas. Oxford: Prensa de la Universidad de Oxford; 1972.

Google Académico

Heleno CT, Borges L de O, Agulló-Tomás E. Validez factorial del Cuestionario de Salud General (GHQ-28). Aval Psicológica. 2020;19(3):322–32.

Retolaza Balsategui A, Mostajo A, De la Rica JR, Díaz de Garramiola A, Pérez de Loza J, Aramberri I, et al. Validación del Cuestionario de Salud General de Goldberg (versión 28 ítems) en consultas de Atención Primaria. Rev Asoc Esp Neuropsiquiatría. 1993;13(46):187–94.

Bornman J, Louw B. Un modelo para la traducción transcultural y la adaptación de medidas de evaluación de patologías del habla y el lenguaje: aplicación al enfoque en los resultados de niños menores de seis años (FOCUS (C)). Int J Speech Lang Pathol. 2021;23(4):382–93.

PubMed Google Académico

Jung S. Análisis factorial exploratorio con tamaños de muestra pequeños: una comparación de tres enfoques. Procesos de comportamiento. 2013;97:90–5.

PubMed Google Académico

Xia Y, Yang Y. RMSEA, CFI y TLI en el modelado de ecuaciones estructurales con datos categóricos ordenados: la historia que cuentan depende de los métodos de estimación. Métodos de resolución de comportamiento. 2019;51(1):409–28.

PubMed Google Académico

Forero CG, Maydeu-Olivares A, Gallardo-Pujol D. Análisis factorial con indicadores ordinales: un estudio de Monte Carlo que compara la estimación DWLS y ULS. Modelo Struct Equ Multidiscip J. 2009;16(4):625–41.

Google Académico

Schreiber JB, Nora A, Stage FK, Barlow EA, King J. Informes de resultados de modelos de ecuaciones estructurales y análisis factorial confirmatorios: una revisión. J Educación Res. 2006;99:323–38.

Google Académico

Oliver A, Sancho P, Galiana L, Tomás JM, Gutiérrez M. Efecto del método asociado con ítems redactados negativamente en la versión portuguesa de la escala de autoestima de Rosenberg. PASEO. 2012;1(33):75–91.

Google Académico

Xu H, Tracey TJG. Uso del análisis factorial confirmatorio de múltiples grupos para examinar la invarianza de la medición en la investigación en psicología del asesoramiento. Eur J Couns Psicólogo. 2017;6(1):75–82.

Google Académico

Chung H, Kim J, Cook KF, Askew RL, Revicki DA, Amtmann D. Prueba de la invariancia de la medición de la puntuación de las conductas de dolor del sistema de información de medición de los resultados informados por el paciente entre la muestra de la población general de EE. UU. y una muestra de personas con dolor crónico. Calidad de vida Res. 2014;23(1):239–44.

PubMed Google Académico

Vaske JJ, Beaman J, Sponarski CC. Repensar la consistencia interna en el Alfa de Cronbach. Leis Ciencia. 2017;39(2):163–73.

Google Académico

Valero-Moreno S, Lacomba-Trejo L, Coello Nieto MF, Herrera Puente JS, Chocho Orellana AX, Samper Garcia P, et al. Emotional impact and resilience in adolescents in Spain and Ecuador during COVID-19: A cross-cultural study. Rev Psicol Clin Con Ninos Adolesc. 2022;9(1):29–36.

Google Académico

Caycho-Rodríguez T. Tamaño del efecto en el análisis de regresión en la investigación geriátrica: Comentarios a Rubio et al. Rev Española Geriatr Gerontol. 2018;53(1):61.

Kelley TL. Rasgos esenciales de la vida mental. Harv Stud Educación. 1935;26.

DiStefano C, Liu J, Jiang N, Shi D. Examen de la raíz cuadrática media ponderada residual: ¿evidencia de confiabilidad? Modelo Struct Equ Multidiscip J. 2018;25(3):453–66.

Google Académico

Koo TK, Li MI. Una guía para seleccionar y reportar coeficientes de correlación intraclase para investigaciones de confiabilidad. J Chiropr Med. 2016;15(2):155–63.

PubMed PubMed Central Google Académico

Hilari K, Byng S, Lamping DL, Smith SC. Escala de calidad de vida de accidente cerebrovascular y afasia-39 (SAQOL-39): evaluación de aceptabilidad, confiabilidad y validez. Ataque. 2003;34(8):1944–50.

PubMed Google Académico

Stiglbauer B, Selenko E, Batinic B, Jodlbauer S. Sobre el vínculo entre la inseguridad laboral y las intenciones de rotación: mediación moderada por la participación en el trabajo y el bienestar. J Occup Salud Psicología. 2012;17(3):354–64.

PubMed Google Académico

Precarias a la deriva. A la deriva por los circuitos del trabajo precario feminizado. Fem Rev. 2004;(77):157–61.

Låstad L, Tanimoto AS, Lindfors P. ¿Cómo se corresponden los perfiles de inseguridad laboral con las experiencias de los empleados en cuanto a interferencia entre el trabajo y el hogar, la autoevaluación de la salud y el bienestar psicológico? J Ocupar Salud. 2021;63(1):e12253.

PubMed PubMed Central Google Académico

Vosko LF. Gestión de los márgenes: género, ciudadanía y la regulación internacional del empleo precario. Nueva York: Oxford University Press; 2011.

Google Académico

Sverke M, Hellgren J. La naturaleza de la inseguridad laboral: comprender la incertidumbre laboral al borde de un nuevo milenio. Psicología Aplicada. 2002;51(1):23–42.

Google Académico

Salas-Nicas S, Moncada S, Llorens C, Navarro A. Inseguridad cognitiva y afectiva relacionada con la permanencia en el empleo y las condiciones laborales: sus asociaciones con la salud mental y general. J Occup Environ Med. 2018;60(11):e589–94.

PubMed Google Académico

Russo C, Terraneo M. Bienestar mental entre los trabajadores: un análisis transnacional del impacto de la inseguridad laboral en la fuerza laboral. Soc Indic Res. 2020;152(2):421–42.

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No aplica.

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Padre Ossó Faculty, University of Oviedo, Oviedo, Spain

José Antonio Llosa & Sara Menéndez-Espina

Facultad de Psicología, Universidad de Oviedo, Plaza Feijoo, 33003, Oviedo, Asturias, España

Esteban Agulló-Tomás

Universidad Federal de los Valles de Jequitinhonha y Mucuri (UFVJM), Teófilo Otoni, Brasil

Camila Teixeira Heleno

Universidad Federal de Minas Gerais (UFMG), Belo Horizonte, Brasil

Livia de Olivera Borges

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JALL realizó análisis estadísticos, interpretó los datos y redactó el artículo. EAT diseñó el estudio, contribuyó a la interpretación y redacción del artículo. Supervisé todos los aspectos del proyecto. SM realizó análisis estadístico e interpretó los datos. CTH Diseñó el estudio, recopiló y curó los datos e interpretó los datos. LOB Interpretó los datos. Supervisé todos los aspectos del proyecto. Revisión del manuscrito hacia una versión final. Todos los autores leyeron y aprobaron el manuscrito final.

Correspondence to Esteban Agulló-Tomás.

Todos los participantes en el estudio participaron en el mismo de forma voluntaria, dando su consentimiento tras ser informados de los objetivos y tratamiento de datos de esta investigación. Este trabajo está aprobado por el Comité de Ética del Departamento de Psicología de la Universidad de Oviedo (España) y el Comité de Ética de la Universidad Federal de Minas Gerais (Brasil). Además, sigue las directrices marcadas por la Declaración de Helsinki de la Asociación Médica Mundial (WMA) en cuanto a trabajos de investigación que impliquen contacto con personas.

No aplica.

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Reimpresiones y permisos

Llosa, JA, Agullo-Thomas, E, Menéndez-Espina, S et al. Adaptación transcultural de la Escala de Inseguridad Laboral (JIS) en Brasil y análisis transnacional de los efectos de la inseguridad laboral en Brasil y España. BMC Psychol 11, 117 (2023). https://doi.org/10.1186/s40359-023-01156-9

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Recibido: 16 de noviembre de 2022

Aceptado: 02 de abril de 2023

Publicado: 14 de abril de 2023

DOI: https://doi.org/10.1186/s40359-023-01156-9

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