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INTRODUCCIÓN

En el contexto mundial, el trabajo asalariado, estable y bien remunerado parece haber dejado de ser una perspectiva real y alcanzable para una gran parte de la mano de obra disponible (Nun, 1999). Argentina no es una excepción. En efecto, desde hace unos años y al momento de realizarse este estudio (i.e., 2019), este país atraviesa una crisis económica que, entre otros aspectos importantes, repercute en las tasas de empleo y en la estabilidad laboral. Así lo reflejan datos oficiales publicados por el Instituto Nacional de Estadística y Censos [INDEC] que informan, e.g., que en el segundo trimestre de 2018 la tasa de desempleo subió casi un punto –pasando de 8.7% a 9.6% anual– (INDEC, 2018), mientras que en el primer semestre de 2019 llegó a 10.1% (INDEC, 2019a). No obstante, la problemática laboral es mucho más alarmante y significativa si se tienen en cuenta, además del desempleo, otras variables tales como el aumento de la subocupación. Así, si bien la cantidad de desempleados en el primer semestre de 2019 fue de 1.920.000, la subocupación afectó a 2.250.000 personas económicamente activas (INDEC, 2019b). En síntesis, la problemática del empleo y, más específicamente, la inestabilidad laboral como una de sus facetas importantes, es un tema de suma actualidad en Argentina. Durante los últimos años, el escenario laboral en este país fue de creciente precariedad, con casi una duplicación de subempleos inestables, los que pasaron de 9.7% en 2010 a 18.6% en 2018 (Donza, 2019). Aun previo al inicio de este periodo, algunos autores ya caracterizaban al escenario laboral argentino a partir del desempleo (o la desocupación), el empleo transitorio y el empleo permanente pero no registrado (Leibovich de Figueroa, Injoque Ricle y Schufer, 2007; Schufer, 2006). En este contexto de inestabilidad laboral, se señaló que el miedo a perder el trabajo surgió como un importante estresor psicosocial (Leibovich de Figueroa, 2006; Leibovich de Figueroa, Schufer et al., 2007). De acuerdo con Leibovich de Figueroa, Schufer et al. (2007), la percepción de la inestabilidad laboral se tornó en uno de los estresores psicosociales más relevantes y prevalentes, pero además es fuente de malestar y sufrimiento, y puede producir efectos negativos en la salud psicofísica de los que trabajan.

La experiencia subjetiva de inestabilidad laboral también sucede en contextos donde no hay una objetiva amenaza de desempleo (Mauno, Kinnunen, Makikangas y Natti, 2005). En este sentido, se señaló que la inestabilidad laboral objetiva, generada por situaciones externas que constituyen una amenaza real de pérdida del trabajo (Sverke y Hellgren, 2002), y la inestabilidad laboral subjetiva, que se da en contextos en los que no hay una amenaza objetiva de desempleo, tienen las mismas consecuencias negativas, a nivel psicológico y fisiológico (Mauno et al., 2005).

Con base en lo anterior y junto a Leibovich de Figueroa, Injoque Ricle et al. (2007), se puede plantear que una situación de inestabilidad laboral se caracteriza por el hecho de que un empleado percibe una discrepancia entre el nivel de seguridad laboral que desea y el nivel que le ofrece el empleador. Dicha discrepancia o inadaptación persona-trabajo (en términos de estabilidad-inestabilidad) puede conducir a varias consecuencias negativas tanto psicológicas como fisiológicas. Entre las primeras, la posibilidad de pérdida de empleo podría afectar el grado de satisfacción general que tiene una persona respecto a su vida, i.e., lo que se denomina bienestar psicológico (para una revisión parcial de este concepto ver, e.g., Casullo, 2002; Páramo, Stranjero, García, Torrecilla y Gómez, 2012).

En efecto, desde hace tiempo, en la literatura internacional la inestabilidad laboral percibida se asocia a consecuencias negativas en relación con las actitudes laborales del empleado y su bienestar, tal como lo indican estudios de metaanálisis (Sverke, Hellgren y Näswall, 2002) y otros estudios (Hartley, Jacobson, Klandermans y van Vuuren, 1991; Sverke y Hellgren, 2002). Estudios foráneos más recientes también parecen apoyar dichas afirmaciones (Charkhabi, 2019; LaMontagne et al., 2016). Asimismo, algunos estudios realizados en los principales centros urbanos de Argentina (Salvia, Brenlla y Despierre, 2008) y en provincias específicas, tales como Buenos Aires (Leibovich de Figueroa, Schufer et al., 2007) y Mendoza (Marsollier y Aparicio, 2011), se ubican en la misma línea de señalamientos. Sin embargo, los antecedentes en estas y en otras provincias argentinas están desactualizados y son, en general, escasos, cuando no inexistentes. Así, son necesarios nuevos estudios que, a la luz del contexto actual, evalúen la postulada relación inversa entre inestabilidad laboral (ya sea objetiva o subjetiva) y el bienestar psicológico del trabajador. Con base en todo lo anterior, el objetivo de la presente investigación fue analizar el malestar percibido por inestabilidad laboral y el bienestar psicológico en personas con ocupación laboral, en relación de dependencia y autónomos, residentes en Córdoba y Catamarca, a fin de conocer características comunes y específicas e indagar relaciones entre esas variables.

MÉTODO

Participantes

El procedimiento de muestreo fue no probabilístico, de tipo accidental (Grasso, 1999). Los criterios de inclusión fueron: residir en Córdoba o bien en Catamarca desde hace, al menos, un año; tener ocupación laboral, en forma autónoma o bien en relación de dependencia; tener 18 años o más; brindar el consentimiento informado. Así, la muestra estuvo compuesta por N = 140 sujetos, de los cuales el 65.71% residía en Córdoba y el 34.29% en Catamarca. Los participantes de este estudio residían en zonas urbanas, con acceso a internet. Según ciudad de residencia, la distribución de los participantes de Córdoba fue de 83.70% Córdoba capital, 6.52% Villa Allende, 2.17% Villa Carlos Paz y 1.09% en cada uno de los siguientes sitios: Arroyito, La Calera, Mendiolaza, Oliva, Río Ceballos, Salsipuedes y Santa María de Punilla. Todos los participantes de Catamarca residían en la ciudad de Belén, capital del departamento homónimo. Según el tipo de relación laboral en el puesto actual, el 44.29% correspondió al grupo de autónomos (AUT) y el 55.71% al grupo en relación de dependencia (RDEP). Ningún participante formó parte de ambos grupos. Los participantes que tenían más de un empleo y que estos correspondían a ambos tipos de relación laboral (AUT y RDEP), debieron escoger la opción que mejor representaba su situación laboral actual, en función del criterio de mayor nivel de ingresos.

Instrumentos

Los datos se recolectaron durante abril de 2019. Para ello, se administraron los siguientes instrumentos:

Cuestionario de datos sociodemográficos y de otros datos relevantes:

elaborado ad hoc, con ítems destinados a conocer sexo (mujer, varón); edad; ciudad de residencia; tiempo de residencia en Córdoba o en Catamarca; nivel socioeconómico autopercibido (clase alta, clase media, clase baja); situación ocupacional actual (empleado, desempleado/desocupado); nivel de instrucción máximo alcanzado (sin escolaridad, primario incompleto, primario completo, secundario incompleto, secundario completo, universitario incompleto, universitario completo, postgrado incompleto, postgrado completo); si el nivel de instrucción máximo alcanzado era terciario completo, universitario completo o superior a este, se indagó si el trabajo en el que se desempeñaban tenía vínculo con su profesión (sí, no); antigüedad en el trabajo actual (menos de seis meses, entre seis meses y un año, entre uno y dos años, entre tres y cuatro años, cinco años o más); tipo de relación laboral en el puesto actual (RDEP [ya fuera planta permanente o contratado], AUT [por cuenta propia]); autovaloración del nivel de desempeño en el trabajo actual (excelente, muy bueno, bueno, regular, malo). Además de servir para recabar información y caracterizar a los participantes, varios de esos ítems sirvieron para constatar el cumplimiento de los criterios de inclusión establecidos.

Inventario de Malestar Percibido en la Inestabilidad Laboral (IMPIL)

fue construido en Argentina (Leibovich de Figueroa, 2006; Leibovich de Figueroa y Schufer, 2002) y cuenta con análisis factorial exploratorio (Leibovich de Figueroa, Injoque Ricle et al., 2007). El IMPIL evalúa el malestar psicológico que genera en el individuo la variable contextos económicos cambiantes e inestables. Consiste en 101 ítems, agrupados en 8 categorías: problemas interpersonales (PI); competencia personal (CP); preocupaciones por la salud (PS); molestias medioambientales (MMA); preocupaciones económicas (PE); preocupaciones en relación al futuro (PRF); molestias emocionales (ME); molestias cognitivas (MC) (la descripción de cada categoría se puede consultar en: Leibovich de Figueroa, Schufer y Schmidt, 2006). Los participantes deben responder tomando en cuenta los sucesos de los últimos seis meses. Para hacerlo, deben usar la siguiente escala a fin de indicar si el suceso que se menciona en cada ítem les ha ocurrido: 1 = le sucede, pero no le produce malestar, 2 = le causa poco malestar, 3 = le causa mucho malestar, 4 = le causa excesivo malestar, 5 = le causa pánico-miedo. Si el suceso que se menciona en determinado ítem no les ha acontecido, no deben escoger ninguna opción. Si bien en la corrección se obtienen tres diferentes puntajes (sucesos, impacto, relación impacto-suceso), en este estudio los análisis se efectuaron considerando el puntaje de impacto, ya que este representa el mejor indicador de la experiencia de malestar (Leibovich de Figueroa et al., 2006). Mayores puntajes en impacto indican mayor vulnerabilidad a percibir malestar. Sin embargo, este instrumento no cuenta con puntajes de corte.

Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (BIEPS-A)

fue desarrollada en Argentina por Casullo y Castro Solano (2000), en base a la teoría de Schmutte y Riff (1997). Se utilizó la versión para sujetos de más de 18 años (Casullo, 2002). Consiste en 13 ítems que evalúan el bienestar psicológico autopercibido en las dimensiones: control de situaciones, aceptación de sí mismo, vínculos psicosociales, autonomía y proyectos. No obstante, en este estudio los análisis se efectuaron considerando el puntaje total de la BIEPS-A. La propuesta general de la escala es describir la percepción que tiene una persona acerca de los logros alcanzados en su vida y el grado de satisfacción personal con lo que hizo, hace o puede hacer. Los participantes deben responder teniendo en cuenta lo que sintieron durante el último mes. Para ello, deben indicar su grado de acuerdo o desacuerdo con la frase que se presenta en cada ítem, usando la siguiente escala: 1 = de acuerdo, 2 = ni de acuerdo ni en desacuerdo, 3 = en desacuerdo. Menores puntajes indican menor nivel de bienestar psicológico en varias de las áreas vitales. Sin embargo, este instrumento no cuenta con puntajes de corte.

Análisis de datos

Para los análisis de datos se utilizó R Studio, versión 3.5.3 (2019-03-11) (R Core Team, 2019). Por una parte, se informaron estadísticos descriptivos (frecuencias relativas, mediana, media y desviación estándar). Por otra parte, se analizó el supuesto de normalidad de las distribuciones con la prueba de Shapiro-Wilk (S-W). En el IMPIL, los puntajes de la categoría problemas interpersonales se distribuyeron de manera normal (S-W = .98, p-valor = .11) pero no así los puntajes de las demás categorías de dicho instrumento (CP: S-W = .97, p-valor = .01; PS: S-W = .93, p-valor < .001; MMA: S-W = .97, p-valor = .003; PE: S-W = .98, p-valor = .02; PRF: S-W = .92, p-valor < .001; ME: S-W = .95, p-valor < .001; MC: S-W = .94, p-valor < .001). Los puntajes totales del BIEPS-A tampoco tuvieron distribución normal (S-W = .83, p-valor < .001). Atento a ello, se utilizaron pruebas no paramétricas. Para los análisis de diferencias se aplicó la prueba de Wilcoxon (W). Para los análisis de asociación se aplicó el coeficiente de correlación de Spearman (S, rho). En todos los análisis, el p-valor se fijó en ≤ .05.

RESULTADOS

Datos sociodemográficos y otros datos relevantes

Del total de participantes, 70.71% fueron mujeres y 29.29% varones. La media de edad fue de 33.86 años en ambos sexos (± 9.99, Mediana = 30), 34.31 años en mujeres (± 10.56, Mediana = 30) y 32.76 años en varones (± 8.51, Mediana = 29). No hubo diferencia significativa en la edad según sexo (W = 2104, p-valor = .73).

Para el total de participantes, el tiempo de residencia en la ciudad actual fue de 22.25 años (± 13.61, Mediana = 23). El nivel socioeconómico autopercibido fue clase media en el 86.43% de los participantes, clase baja en el 11.43% y clase alta en el 2.14%. El nivel de instrucción máximo alcanzado fue el siguiente: 6.43% postgrado completo, 3.57% postgrado incompleto, 24.29% universitario completo, 34.29% universitario incompleto, 14.29% terciario completo, 4.29% terciario incompleto, 9.29% secundario completo y 3.57% secundario incompleto. Entre quienes respondieron acerca de si su trabajo se vinculaba con su profesión (73 participantes), 68.49% dijo que sí y 31.51% dijo que no. La antigüedad en el trabajo actual se distribuyó de la siguiente manera: 47.14% cinco años o más, 15.71% entre tres años y menos de cinco años, 17.86% entre un año y menos de tres años, 13.57% entre seis meses y menos de un año, 5.71% menos de seis meses. En cuanto a la autovaloración del nivel de desempeño en el trabajo actual, 16.43% evaluó su desempeño como excelente, 68.57% dijo que era muy bueno, 12.86% bueno, 1.43% regular y 0.71% malo.

Malestar percibido por inestabilidad laboral y bienestar psicológico

En la tabla 1 se presentan las medidas de resumen de los puntajes en IMPIL y BIEPS-A en la muestra total y en cada sexo.

Por una parte, se analizaron diferencias según si el tipo de relación en el puesto laboral correspondía a AUT o bien a RDEP. No se hallaron diferencias estadísticamente significativas entre los puntajes de impacto de las categorías del IMPIL en función del tipo de relación laboral (Tabla 2). Tampoco se halló diferencia significativa entre los puntajes totales del BIEPS-A según el tipo de relación laboral (Tabla 2). En la tabla 2 se presentan las medidas de resumen de los puntajes obtenidos en IMPIL y BIEPS-A según tipo de relación en el trabajo actual.

Del mismo modo, se analizaron diferencias según la provincia de residencia de los participantes (Córdoba y Catamarca). No se hallaron diferencias estadísticamente significativas entre los puntajes de impacto de las categorías del IMPIL según la provincia de residencia de los participantes (Tabla 3). En cambio, se halló que el puntaje total del BIEPS-A fue significativamente más alto en los participantes de Catamarca que en los de Córdoba (Tabla 3). En la tabla 3 se informan las medidas de resumen de los puntajes obtenidos en el IMPIL y el BIEPS-A según provincia.

Por otra parte, se analizaron asociaciones entre los puntajes de impacto obtenidos en las categorías del IMPIL y el puntaje total del BIEPS-A para todos los casos. Se halló asociación significativa, de tipo inverso, entre la categoría problemas interpersonales y el puntaje total del BIEPS-A. Para las demás categorías del IMPIL, en cambio, no se hallaron asociaciones significativas con el puntaje total del BIEPS-A (Tabla 4).

Asimismo, se evaluaron asociaciones entre los puntajes de impacto de las categorías del IMPIL y el puntaje total del BIEPS-A para los participantes AUT, por una parte, y para los participantes RDEP, por la otra. En los participantes AUT se halló asociación significativa, de tipo inverso, entre problemas interpersonales y BIEPS-A puntaje total, pero no entre las demás categorías del IMPIL y el puntaje total del BIEPS-A (Tabla 4).

En los participantes RDEP no se encontró asociación significativa entre los puntajes de impacto de ninguna de las categorías del IMPIL y el puntaje total del BIEPS-A (Tabla 4).

Finalmente, se evaluaron asociaciones entre los puntajes de impacto de las categorías del IMPIL y el puntaje total del BIEPS-A para los participantes de Catamarca, por una parte, y para los participantes Córdoba, por la otra. En los participantes de Catamarca no se halló asociación significativa entre ninguna de las categorías del IMPIL y el puntaje total del BIEPS-A (Tabla 5). En los participantes de Córdoba tampoco se halló asociación significativa entre los puntajes de impacto de las categorías del IMPIL y el puntaje total del BIEPS-A (Tabla 5).

DISCUSIÓN

Las medidas de malestar percibido por inestabilidad laboral fueron similares entre los trabajadores AUT y en RDEP, y entre los participantes de Córdoba y Catamarca. Las medidas de bienestar psicológico también fueron similares entre trabajadores AUT y en RDEP, pero difirieron por provincia de residencia de los participantes. Así, el bienestar psicológico fue significativamente más alto en los participantes de Catamarca. Al respecto, cabe mencionar que, al momento de realizarse este estudio, la tasa de desocupación en Catamarca era menor que en Córdoba (9.3 y 13.1, respectivamente; INDEC, 2019a). Esto puede haber influido, en cierto modo, en el mayor nivel de bienestar psicológico registrado en los participantes de Catamarca. La falta de diferencias significativas en función del tipo de relación laboral fue llamativa ya que, de acuerdo con la literatura, la mayor inestabilidad laboral no se distribuye homogéneamente entre diferentes ocupaciones, ni se presenta con igual intensidad y efecto sobre los diferentes perfiles laborales (Persia, 2006). Así, los antecedentes señalan que el estatuto de trabajador autónomo impone una fuerte inestabilidad laboral (Poblete, 2012). La literatura también indica que la inestabilidad laboral es más intensa en trabajadores con determinadas características, tales como menor antigüedad en el puesto y menor nivel educativo, entre otras (Faber, 1999; Beccaria y Maurizio, 2005; Persia, 2006). En el sentido de esto último es importante mencionar que, en la muestra analizada, la mayoría de los participantes (62.85%) tenía una antigüedad laboral en el puesto actual de al menos tres años y casi la mitad (48.58%) había alcanzado niveles educativos terciarios y universitarios completos o superiores, por lo que estas características pueden haber influido en la ausencia de diferencias. Sumado a ello, hay reportes de que la inestabilidad laboral objetiva y subjetiva no se diferenciarían entre sí en cuanto a las consecuencias negativas que tienen a nivel psicológico y fisiológico (Mauno et al., 2005). De manera similar a algunos antecedentes (Salvia et al., 2008; Poblete, 2012), se puede considerar que la inestabilidad laboral percibida por los trabajadores AUT sería de tipo objetivo y, en cambio, la inestabilidad laboral percibida por los trabadores en RDEP se caracterizaría por ser de tipo más bien subjetiva. Si se acepta ello, la ausencia de diferencias reportadas en la muestra estudiada aquí se ubicaría en el sentido de lo señalado por Mauno et al. (2005).

La categoría problemas interpersonales del IMPIL se asoció inversamente con el puntaje total de bienestar psicológico. En el instrumento utilizado, dicha categoría evalúa el impacto de sucesos provenientes del contexto de las relaciones interpersonales o intersubjetivas que son percibidos como malestar (Leibovich de Figueroa et al., 2006). De acuerdo con lo hallado, esta asociación fue significativa en la muestra total y en trabajadores AUT, pero no en RDEP ni en grupos de participantes según provincia de residencia. En cambio, no se hallaron asociaciones con otras categorías del IMPIL, las cuales, sin embargo, habrían sido esperables de hallar de acuerdo con lo que señala la literatura (Leibovich de Figueroa, 2006; Leibovich de Figueroa, Schufer et al., 2007). Sin embargo, es importante notar que antecedentes como el de Leibovich de Figueroa, Schufer et al., (2007), que afirman que la inestabilidad laboral impacta negativamente en el trabajador a través de la expresión del malestar se basaron únicamente en el análisis de trabajadores en RDEP e indicaron que dicha relación se produce principalmente si hay un desajuste entre el nivel de instrucción y la tarea que realizan los trabajadores. Atento a ello, la divergencia con lo hallado aquí puede deberse a que, en el presente estudio, se incluyeron trabajadores en RDEP, pero también AUT. Sumado a ello, la mayoría de los participantes (68.49%) indicó que su trabajo se vinculaba con su profesión. Por lo demás, la mayoría valoró su nivel de desempeño en el trabajo actual de manera sumamente positiva (excelente + muy bueno = 85%) o, cuanto menos, positiva (excelente + muy bueno + bueno = 97.86%). Teniendo en cuenta la complejidad del fenómeno abordado, además de la percepción de inestabilidad laboral, en nuevos estudios será necesario incluir variables adicionales tales como la calidad del empleo y el contexto socioeconómico. En cuanto a la primera, hay estudios que reportaron asociación entre la calidad del empleo y el riesgo de malestar psicológico pero que, llamativamente, no encontraron asociación entre la condición de estar ocupado o desocupado y el riesgo de malestar psicológico (Salvia et al., 2008). En cuanto a la segunda, en un contexto de desempleo creciente como es el actual contexto argentino (Bermúdez, 2019; Donza, 2019; Gonzalez, 2019; Jueguen, 2018), es dable postular que tener trabajo puede, en sí mismo, ser fuente de bienestar psicológico con independencia de la percepción de estabilidad/inestabilidad laboral. Todos estos aspectos requieren investigaciones adicionales.

REFERENCIAS

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