La transición hacia el retiro: adaptación en una muestra de prejubilados españoles de la escala Retirement Satisfaction Inventory

Resumen

Objetivos

Este estudio persigue realizar una adaptación al castellano de la escala de Retirement Satisfaction Inventory, (RSI) orientada hacia la medición de la motivación hacia el retiro, satisfacción con la vida en el retiro y fuentes de disfrute, y analizar su estructura factorial y propiedades psicométricas en una muestra de prejubilados españoles.

Material y métodos

Se aplicó la escala RSI (Floyd et al, 1992) a una muestra de 638 prejubilados españoles con una media de edad ± desviación estándar de 61,28 ± 5,77 y una edad media de prejubilación de 53,89 ± 2,71. Se realizó un análisis factorial exploratorio con el paquete estadístico SPSS y un análisis factorial confirmatorio a través del módulo AMOS 6.0. El proceso de recogida de datos se llevo a cabo por medio del método de encuestas por correo.

Resultados

La adaptación al castellano del RSI mostró una estructura en tres escalas: razones para la jubilación, satisfacción con la vida en el retiro y actividades de ocio. Estas escalas presentaron una estructura con cuatro, dos y tres factores principales, respectivamente, que difieren ligeramente de los informados en el instrumento original. El análisis factorial confirmatorio demostró un óptimo ajuste del modelo para las tres escalas.

Conclusiones

La versión del RSI, adaptada al castellano, permite disponer de un instrumento que evalúe la motivación hacia el retiro durante el proceso de salida laboral, la satisfacción con la vida en el retiro y las fuentes de disfrute en la población prejubilada española.

Abstract

Objectives

This study provides psychometric data for the Spanish adaptation of the scale of Retirement Satisfaction Inventory (RSI). We explore the factor structure and psychometric properties a sample of Spanish early retirees. RSI measures the motivation to retirement, satisfaction with life in retirement and leisure activities.

Material and methods

The RSI scale (Floyd et al, 1992) was applied to a sample of 638 Spanish early-pensioners with a mean age of 61.28 (SD: 5.77) years and a mean age at early retirement of 53.89 years (SD: 2.71). An exploratory factorial analysis was performed using the SPSS statistics package, and a confirmatory factorial using the AMOS 6.0 module. The data collection process was carried out by means of the questionnaires by post method.

Results

The adaptation of the RSI to Spanish showed a three-scale structure:: the reasons for retirement, satisfaction with life in retirement, and leisure activities. These scales showed a structure with four, two and three main factors, respectively, which differ slightly from those reported in the original instrument.The confirmatory factorial analysis demonstrated the optimum fit of the model for the three scales.

Conclusions

The RSI adaptation to Spanish provides a tool that could asses the motivation towards retirement during the leaving work process, satisfaction with retirement life, and the leisure sources in the Spanish early retired population.

Introducción

La creciente utilización de planes de prejubilación en las últimas dos décadas ha provocado que un volumen elevado de personas quede desvinculado de su actividad laboral a una edad anterior a la edad ordinaria de retiro^1-3. Esta experiencia temprana de jubilación puede imponer dificultades de ajuste psicosocial adicionales a las que ya impone el retiro de la vida laboral convencional por edad⁴. En este sentido, las personas que tienen una motivación más favorable hacia el retiro concretada en intereses hacia el retiro, presentan una mejor adaptación y satisfacción con la vida en el retiro^5-8. Por el contrario, los trabajadores que consideran que su retiro se ha producido de forma involuntaria mantienen una peor adaptación y satisfacción durante la fase de retiro^9-11.

Entre las motivaciones que tienen las personas para rechazar o aceptar una oferta de retiro, la literatura previa ha mostrado la importancia de múltiples variables que van a influir durante el proceso de salida y en la fase posterior de la vida laboral^2,12-14. Así, los factores facilitadores e inhibidores de la aceptación o el rechazo de la oferta de retiro temprano se encuentran relacionados con: a) salud; b) variables sociodemográficas; c) variables socioeconómicas; d) contexto laboral y organizacional; e) actitudes hacia el trabajo; f) condiciones del trabajo; g) expectativas hacia el retiro, y h) variables psicosociales. Dependiendo del carácter de cada factor, el proceso de adaptación y satisfacción durante el retiro puede ser positivo o negativo^6,7. Además, el modo en que se produce la salida organizacional influye en la posterior adaptación y satisfacción con la vida en el retiro. En el caso de los trabajadores prejubilados, esta fase del proceso adquiere una mayor trascendencia ya que, según han señalado varios autores, el grado de voluntariedad y la capacidad de aceptación o rechazo de la oferta de salida son factores que pueden condicionar el retiro temprano^2,15,16.

En relación con el grado de satisfacción con la vida en el retiro, las investigaciones previas han señalado que, para la mayoría de las personas, la experiencia de retiro ha sido satisfactoria^17-19. Sin embargo, en algunos casos la salida laboral anticipada supone una experiencia negativa que genera una insatisfacción hacia la jubilación.

Con respecto a las fuentes de disfrute durante el retiro, las actividades que realizan las personas durante el periodo de vida poslaboral es uno de los aspectos que mayor importancia han adquirido a la hora de conocer el grado de adaptación y satisfacción de las personas retiradas^14,20. En este contexto, el empleo puente, entendido como una actividad laboral que el trabajador realiza antes de la desvinculación definitiva, es considerado un elemento que favorece la adaptación durante el periodo de vida poslaboral^21,22. Algunos autores han señalado que distintas actividades durante el retiro (aficiones e intereses que se realizaban previamente al retiro, ejercicio físico, programas de voluntariado) facilitan la adaptación durante este periodo y mejoran el grado de satisfacción^18,23.

A pesar de la importancia de los estudios relativos al proceso de salida laboral de las personas de edad avanzada y la posterior satisfacción con la vida en el retiro, la aplicación del Retirement Satisfaction Inventory (RSI) al estudio de las prejubilaciones ha sido escasa. Creemos que la adaptación del instrumento al contexto español y con una muestra de prejubilados ayudaría a estimular y profundizar la investigación sobre la forma en que se produce la salida organizacional y cómo mejorar el nivel de satisfacción con la vida en el retiro a través de planes de prejubilación²⁴.

El objetivo del presente estudio es analizar la consistencia interna y la estructura factorial de cada una de las escalas del RSI²⁵ en una muestra de prejubilados españoles con el fin de conocer las razones para el retiro, la satisfacción con la vida en el retiro y las fuentes de disfrute de una muestra de prejubilados españoles.

Material y métodos

Muestra

La muestra empleada estaba compuesta por 638 prejubilados, de los cuales el 80,9% eran varones (N = 516). Los prejubilados procedían de tres sectores de actividad laboral en España: banca (34,4%), telecomunicaciones (35%) e industria (30,6%). El promedio de edad ± desviación típica era de 61,28 ± 5,77 años. La edad media de prejubilación era de 53,89 ± 2,71 años, siendo el rango de edad de prejubilación 47-63. El 19,3% de los prejubilados finalizó estudios básicos, el 46,3% terminó estudios medios y el 34,4% finalizó estudios superiores. El 86,4% estaba casado, un 5,6% separado, un 2,8% soltero, un 2,7% viudo y un 0,2% tenía pareja de hecho. En cuanto a la categoría profesional, el 16,6% eran directivos, el 16% técnicos profesionales de apoyo, el 32,3% mandos intermedios, el 14,2% trabajadores cualificados, el 15,6% empleados administrativos y el 2,4% trabajadores no cualificados. El promedio de antigüedad en la organización de los prejubilados es de 31,55 ± 6,51 años. Por último, en relación con la distribución geográfica de la muestra predominan los prejubilados de la Comunidad de Madrid (47,8%), seguido del País Vasco con el 28,7% y el 3,8% de Cataluña, habiendo representación, entre otras, de Canarias, Asturias, Aragón, Castilla la Mancha, Castilla-León y siendo 21 el número de provincias representadas en la muestra.

Instrumento

La escala RSI²⁵ fue desarrollada con el propósito de medir la motivación hacia el retiro, la satisfacción con la vida en el retiro y las fuentes de disfrute en una muestra de 402 retirados que vivían en Michigan, Hawaii e Illinois (EE. UU.). Del total de los retirados 159 eran varones y 243 mujeres. El cuestionario original estaba compuesto por tres escalas: razones para el retiro, satisfacción con la vida en el retiro y fuentes de disfrute. Con respecto a la escala razones para el retiro (15 ítems) 4 fueron los factores encontrados: a) estrés laboral α = 0,80; b) presiones del empleador α = 0,79; c) perseguir mis propios intereses α = 0,66, y d) retiro debido a circunstancias α = 0,61. Los encuestados respondieron a través de una escala de respuesta de tipo Likert con 6 puntos, donde 1 = nada importante y 6 = muy importante. Estos 4 factores explicaban el 61% de la varianza de la escala razones para el retiro.

En cuanto a la escala satisfacción con la vida en el retiro (11 ítems), 3 fueron los factores obtenidos²⁵: a) satisfacción con los servicios y recursos α = 0,78; b) satisfacción con la salud y actividad α = 0,72, y c) satisfacción con el matrimonio y la vida familiar α = 0,57. En esta escala, los encuestados respondieron a través de una escala de respuesta de tipo Likert con 6 puntos donde 1 = nada satisfecho y 6 = muy satisfecho. Estos 3 factores explicaron el 55% de la varianza de la escala satisfacción con la vida en el retiro.

Los factores identificados²⁵ en la escala fuentes de disfrute (15 ítems) fueron 3: a) reducción del estrés/responsabilidad α = 0,82; b) actividades sociales, entre grupos retirados α = 0,83, y c) control y libertad (libertad para decidir sus propios intereses) α = 0,65. En esta escala los encuestados contestaron a través de una escala de respuesta de tipo Likert de 5 puntos, donde 1 = nada importante y 5 = muy importante. Estos 3 factores explicaron el 56% de la varianza de la escala fuentes de disfrute.

Esta escala también ha sido aplicada en una muestra de retirados franceses compuesta por 295 varones y 260 mujeres²⁶. En este caso, la solución factorial obtenida estaba formada por tres escalas: a) razones para el retiro, formada por 4 factores: perseguir mis propios intereses (α = 0,69), presiones del empleador (α = 0,74), estrés laboral (α = 0,68), y retiro debido a circunstancias (α = 0,51); b) satisfacción con la vida en el retiro, cuya solución factorial quedo compuesta por únicamente 2 factores: satisfacción con la salud y los recursos (α = 0,69) y satisfacción con la familia y el matrimonio (α = 0,64), y c) fuentes de disfrute, formada por 3 factores libertad y control (α = 0,73), reducción de estrés (α = 0,73) y actividades sociales (α = 0,64).

La traducción del instrumento original a lengua castellana se ha realizado por medio de traducciones simultáneas de varios investigadores del equipo y no por medio de un proceso de retrotraducción con expertos en lengua nativa. Este hecho puede alterar al significado de alguno de los ítems y distorsionar los resultados obtenidos. No obstante, hay que señalar que la redacción y la sintaxis de los ítems originales, así como el vocabulario utilizado, son sumamente sencillos y fácilmente comprensibles, lo que puede atenuar en gran medida los posibles sesgos en la adaptación al castellano realizada por este procedimiento.

Procedimiento

Previamente a la confección definitiva del cuestionario y al posterior envío, se realizó un pilotaje con 71 encuestados. Se procedió a revisar las respuestas, los fallos de codificación y se testaron el significado de lo ítems traducidos; además, se realizaron análisis descriptivos y análisis de fiabilidad para cada escala del cuestionario, obteniéndose índices próximos a los de Floyd et al²⁵. Finalmente, se procedió a la edición definitiva del cuestionario. Durante los meses de enero y junio de 2007 se distribuyeron, a través de las asociaciones de prejubilados colaboradoras con la investigación, un total de 9.000 cuestionarios por vía postal o directamente en actos propios organizados con las asociaciones, acompañados de un sobre prefranqueado para su reenvío al equipo de investigación. En la cabecera del cuestionario se detallaban las instrucciones para su cumplimentación y se daban garantías de que las respuestas de los participantes serían tratadas siempre de forma agregada. El reenvío del cuestionario cumplimentado se dirigía a un apartado de correos dispuesto al efecto por el equipo de investigación. La tasa de respuesta fue tan sólo del 9,14%.

En cuanto a los análisis estadísticos se realizaron con el programa SPSS 15.0 y el módulo AMOS 6.0. Para cada una de las 3 escalas del RSI se realizó un análisis factorial exploratorio de componentes principales, utilizando como método de rotación normalización Varimax con Kaiser y aceptando como factores aquellos con un autovalor mayor que 1²⁷. Posteriormente, se comprobaron las estructuras factoriales obtenidas a través de la realización de análisis factoriales confirmatorios, acompañado de los índices de bondad de ajuste²⁸.

Resultados

Se presentan los resultados de los análisis factoriales exploratorios, los índices de fiabilidad, la media y la DT para cada uno de los ítems que componen las escalas obtenidas.

Razones para el retiro

La tabla 1 muestra las medias, DT, el recuento y la solución factorial obtenida en la escala razones para el retiro. No se consideraron en los análisis el ítem 5 «alcancé la edad obligatoria de retiro» y el ítem 12 «la empresa me ofreció incentivos para el retiro». El ítem 5 no es pertinente para una muestra de prejubilados, ya que los prejubilados finalizan su carrera laboral antes de la edad normativa de retiro. Por otra parte, el ítem 12 presenta ambigüedades en la interpretación por los prejubilados con respecto a la salida organizacional. Puede ser asumido como una circunstancia socioeconómica, como una medida de presión de la organización para la desvinculación de los trabajadores o, finalmente, como un elemento motivador para la salida organizacional.

Tabla 1.

Análisis factorial exploratorio de la escala razones para el retiro

Descripción ítemÂ	NÂ	MediaÂ	DTÂ	Factores^*
Â	Â	Â	Â	1Â	2Â	3Â	4Â
Deseaba más tiempo para la familiaÂ	638Â	3,57Â	2,09Â	0,78Â	Â	Â	Â
Deseaba más tiempo para mis interesesÂ	638Â	3,49Â	2,15Â	0,77Â	Â	Â	Â
Dejar sitio a gente más jovenÂ	638Â	2,24Â	1,76Â	0,65Â	Â	Â	Â
Podía permitírmeloÂ	638Â	3,45Â	1,95Â	0,57Â	Â	Â	Â
Mi esposo quería que me jubilaseÂ	638Â	2,04Â	1,65Â	0,57Â	Â	Â	Â
Tenía poca saludÂ	638Â	2,33Â	2,10Â	Â	0,88Â	Â	Â
Mi cónyuge tenía poca saludÂ	638Â	2,21Â	1,99Â	Â	0,89Â	Â	Â
Tenía demasiado estrés en el trabajoÂ	638Â	3,42Â	2,09Â	Â	Â	0,76Â	Â
Estaba experimentando dificultades con la gente en el trabajoÂ	638Â	2,35Â	1,89Â	Â	Â	0,64Â	Â
Tenía dificultades manejando las demandas físicas del trabajoÂ	638Â	1,92Â	1,55Â	Â	Â	0,62Â	Â
No me gustaba mi trabajoÂ	638Â	2,93Â	2,18Â	Â	Â	0,55Â	Â
Fui despedido o mis horas fueron recortadasÂ	638Â	2,72Â	2,30Â	Â	Â	Â	0,78Â
Fui presionado a retirarme por mi empleadorÂ	638Â	4,62Â	2,37Â	Â	Â	Â	0,74Â
Varianza explicada (%)Â	Â	Â	Â	27,64Â	16,16Â	9,24Â	8,17Â
FiabilidadÂ	Â	Â	Â	0,73Â	0,90Â	0,65Â	0,48Â

*

Se han excluido aquellos pesos factoriales menores que 0,30.

Los ítems analizados en este análisis mostraron una solución factorial de cuatro componentes. El factor I, compuesto por 5 ítems, «podía permitírmelo» (ítem 8), «deseaba más tiempo con mi familia» (ítem 13), «deseaba más tiempo para mis intereses» (ítem 14), «dejar sitio a gente más joven» (ítem 15) y «mi cónyuge quería que me jubilara» (ítem 19). Este factor I puede denominarse « perseguir mis propios intereses» y explica el 27,64% de la varianza de la escala razones para el retiro. El factor II está compuesto por dos ítems: «tenía poca salud» (ítem 6) y «mi cónyuge tenía poca salud» (ítem 7). Este factor se denominó «retiro debido a problemas de salud» y explica el 16,16% de la varianza. El factor III está formado por los ítems: «estaba experimentando dificultades con la gente en el trabajo» (ítem 10), «no me gustaba mi trabajo» (ítem 16), «tenía demasiado estrés en el trabajo» (ítem 17), y «tenía dificultades manejando las demandas físicas del trabajo» (ítem 18). Este factor III puede denominarse «estrés laboral» y explica el 9,24% de la varianza. El factor IV está compuesto por el ítem 9 «fui despedido o mis horas fueron recortadas», y el ítem 11 «fui presionado a retirarme por mi empleador». El factor IV, denominado «presiones del empleador» explica el 8,17% de la varianza. Los cuatro factores obtenidos explican el 61,21% de la varianza total de la escala razones para el retiro.

El índice de consistencia interna correspondiente a la escala razones para el retiro, excluidos los ítem señalados, fue α = 0,71. Para cada factor: perseguir mis intereses: α = 0,73; retiro debido a problemas de salud α = 0,90; estrés laboral (problemas relacionados con el trabajo) α = 0,65, y presiones del empleador α = 0,48. Si bien en estos dos últimos factores, el coeficiente de fiabilidad obtenido, mediante el índice de alpha de Cronbach son bajos, los resultados obtenidos en el resto de ellos, así como en el índice global de la escala, permiten concluir que presenta una consistencia interna aceptable, al exceder en general el criterio mínimo de 0,70 recomendado en la literatura²⁹. En relación con la validez de los resultados del análisis factorial exploratorio (AFE), la prueba de esfericidad de Bartlett fue de p < 0,001 con un valor de chi-cuadrado de 2527,04 (gl = 105) y el valor del índice muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) fue de 0,77.

El modelo presentó un óptimo ajuste. El valor del GFI = 0,92 y su valor ajustado AGFI = 0,87, CFI = 0,87, NFI = 0,84 y el RMSEA = 0,07. El valor de chi-cuadrado fue de 401,05 (gl = 81). En la figura 1 se presenta el gráfico de AMOS resultante de los análisis factoriales confirmatorios de la escala razones para el retiro.

Figura 1.

Análisis factorial confirmatorio de la escala razones para el retiro.

Satisfacción con la vida en el retiro

La tabla 2 muestra las medias y DT para la escala satisfacción con la vida en el retiro, así como los pesos factoriales de los componentes extraídos del análisis factorial exploratorio. No se consideró en los análisis el ítem 27 «mi nivel de actividad física», que mantiene un significado ambiguo y puede ser relacionado con los aspectos personales del primer factor (peso factorial de 0,52), así como tener relación con los aspectos de actividad del segundo factor (peso factorial 0,31). El ítem 27 tiene vinculación con la propia actividad física del individuo (aspectos de accesibilidad y recursos) y, a la vez, supone una propia satisfacción para el propio individuo, por lo que puede agruparse dentro del factor satisfacción con aspectos personales y familiares (tener un buen nivel de actividad física).

Tabla 2.

Análisis factorial exploratorio de la escala satisfacción con la vida en el retiro

Descripción ítemÂ	NÂ	MediaÂ	DTÂ	Factores^*
Â	Â	Â	Â	1Â	2Â
La calidad de mi vivienda/residenciaÂ	638Â	5,49Â	1,22Â	0,72Â	Â
La salud física de mi cónyugeÂ	638Â	4,93Â	1,57Â	0,68Â	Â
Mi salud físicaÂ	638Â	5,14Â	1,34Â	0,66Â	Â
Mi matrimonioÂ	638Â	5,62Â	1,64Â	0,61Â	Â
Mi situación financieraÂ	638Â	4,07Â	1,50Â	0,55Â	Â
Las relaciones con otros miembros de la familiaÂ	638Â	5,82Â	1,20Â	0,53Â	Â
Servicios de programa de ayuda gubernamentalÂ	638Â	3,68Â	1,64Â	Â	0,81Â
Servicios de agencias comunitarias y programasÂ	638Â	3,73Â	1,55Â	Â	0,80Â
Mi acceso al trasporteÂ	638Â	3,73Â	1,55Â	Â	0,67Â
Mi seguridad personalÂ	638Â	4,76Â	1,44Â	Â	0,66Â
Varianza explicada (%)Â	Â	Â	Â	35,14Â	14,11Â
FiabilidadÂ	Â	Â	Â	0,71Â	0,75Â

*

Se han excluido aquellos pesos factoriales menores que 0,30.

La estructura factorial quedó compuesta por dos factores. Por un lado el factor I, denominado «satisfacción con aspectos personales y familiares», formado por el ítem 21 «mi matrimonio», ítem 22 «mi situación financiera», ítem 23 «mi salud física», ítem 24 «la salud física de mi cónyuge», ítem 25 «la calidad de mi vivienda/residencia» y el ítem 26 «las relaciones con otros miembros de la familia». Este factor explica el 35,14% de la varianza total; por otro lado, el factor II «satisfacción con aspectos de actividad, accesibilidad y recursos» compuesto por mi «acceso al transporte» (ítem 28), «servicios de agencias comunitarias y programas» (ítem 29), «servicios de programa de ayuda gubernamental» (ítem 30) y «mi seguridad personal» (ítem 31). El factor II explica el 14,11% de la varianza total. Estos 2 factores explican el 49,25% de la varianza total de la escala satisfacción con la vida en el retiro. En relación con la validez de los resultados del AFE, la prueba de esfericidad de Bartlett fue de p < 0,001 con un valor del coeficiente de chi al cuadrado de 1521,06 (gl = 45) y el valor del índice muestral de KMO fue de 0,83. El índice de consistencia interna de la escala global, eliminando el ítem 27, fue de α = 0,78. Para cada factor en particular los valores fueron los siguientes: aspectos personales y familiares α = 0,71 y para aspectos de actividad, recursos y accesibilidad, α = 0,75.

Al igual que en la escala anterior, los índices de bondad de ajuste fueron significativamente elevados. El GFI = 0,95 y su valor ajustado AGFI = 0,90, CFI = 0,87, NFI = 0,85 y el RMSEA = 0,08. El valor de chi-cuadrado fue de 252,18 (gl = 42). En la figura 2 se presenta el gráfico AMOS correspondiente a los análisis factoriales confirmatorios de la escala satisfacción con la vida en el retiro.

Figura 2.

Análisis factorial confirmatorio de la escala satisfacción con la vida en el retiro.

Fuentes de disfrute

Los análisis sobre la escala fuentes de disfrute muestran una solución factorial de tres componentes. La tabla 3 incluye la media y DT de cada ítem de la escala fuentes de disfrute, el alpha de Cronbach de cada factor y los pesos factoriales de cada ítem.

Tabla 3.

Análisis factorial exploratorio de la escala fuentes de disfrute

Descripción ítemÂ	NÂ	MediaÂ	DTÂ	Factores^*
Â	Â	Â	Â	1Â	2Â	3Â
Libertad para hacer mis propios interesesÂ	638Â	4,12Â	1,03Â	0,75Â	Â	Â
Tener más tiempo para actividadesÂ	638Â	3,84Â	1,11Â	0,72Â	Â	Â
Tener más control sobre mi propia vidaÂ	638Â	4,00Â	1,06Â	0,70Â	Â	Â
Viajar másÂ	638Â	3,47Â	1,27Â	0,60Â	Â	Â
Poder estar solo más tiempoÂ	638Â	2,72Â	1,26Â	Â	0,71Â	Â
No tener jefeÂ	638Â	3,34Â	1,49Â	Â	0,68Â	Â
Estar despreocupadoÂ	638Â	3,25Â	1,30Â	Â	0,66Â	Â
Estar más relajadoÂ	638Â	3,74Â	1,16Â	Â	0,64Â	Â
Tener más tiempo para pensarÂ	638Â	3,19Â	1,24Â	Â	0,63Â	Â
No tener que trabajarÂ	638Â	2,91Â	1,33Â	Â	0,60Â	Â
Tener menos estrésÂ	638Â	3,84Â	1,29Â	Â	0,52Â	Â
Pertenecer a un grupo de personas prejubiladasÂ	638Â	2,44Â	1,31Â	Â	Â	0,75Â
Participación en organizaciones de voluntariosÂ	638Â	2,51Â	1,26Â	Â	Â	0,67Â
Pasar más tiempo con mi familiaÂ	638Â	3,88Â	1,01Â	Â	Â	0,40Â
Pasar más tiempo con los amigosÂ	638Â	3,30Â	1,14Â	Â	Â	0,47Â
Varianza explicada (%)Â	Â	Â	Â	39,24Â	8,41Â	7,57Â
FiabilidadÂ	Â	Â	Â	0,79Â	0,83Â	0,64Â

*

Se han excluido aquellos pesos factoriales menores que 0,30.

El factor I, «libertad y control», está formado por el ítem 37 (libertad para hacer mis propios intereses), ítem 41 (tener más control sobre mi vida propia), ítem 43 (viajar más) e ítem 46 (tener más tiempo para actividades). Este factor explica el 39,24% de la varianza total.

El factor II se denominó «reducción del estrés/responsabilidad»; está compuesto por el ítem 38 (no tener que trabajar), ítem 42 (no tener jefe), ítem 44 (tener menos estrés), ítem 48 (estar despreocupado), ítem 49 (tener más tiempo para pensar), ítem 50 (estar más relajado) e ítem 51 (poder estar solo más tiempo). El factor II explica el 8,41% de la varianza total.

El factor III, «actividades sociales», está formado por los ítems pasar más tiempo con mi familia (ítem 39), pasar más tiempo con los amigos (ítem 40), pertenecer a un grupo de personas prejubiladas (ítem 45) y participación en organizaciones de voluntarios (ítem 47). El factor III explica el 7,57% de la varianza total. Estos 3 factores explican el 55,22% de la varianza total de la escala fuentes de disfrute. El alpha de Cronbach de la escala fue 0,83. Para cada factor en particular, los valores fueron los siguientes: libertad y control, α = 0,79; reducción de estrés/responsabilidad, α = 0,88, y actividades sociales, α = 0,64. En relación con la validez de los resultados del análisis AFE, la prueba de esfericidad de Bartlett fue de p < 0,001, con un valor del coeficiente de chi al cuadrado de 3469,77 (gl = 105) y el valor del índice muestral de KMO fue de 0,90. La escala fuentes de disfrute es la que presenta los índices de bondad de ajuste más elevados. El GFI = 0,93 y su valor ajustado AGFI = 0,90, CFI = 0,92, NFI = 0,90 y el RMSEA = 0,07. El valor de la chi al cuadrado fue de 344,63 (gl = 80).

La figura 3 representa los análisis factoriales confirmatorios a través de AMOS. Se observa que varios ítems cargan en diferentes factores. En concreto, varios ítems del factor actividades sociales también cargan en el factor libertad y control. Asimismo, varios ítems del factor reducción de estrés también cargan en el factor libertad y control.

Figura 3.

Análisis factorial confirmatorio de la escala fuentes de disfrute.

Discusión

La adaptación española de las tres escalas del RSI²⁵: razones para el retiro, satisfacción con la vida en el retiro y fuentes de disfrute ha presentado, con ciertas limitaciones, adecuadas propiedades psicométricas. El número de factores de la escala razones para el retiro ha sido similar al número de factores de la escala original. Solamente se ha modificado la denominación del factor original «retiro debido a circunstancias» como «retiro debido a problemas de salud». Los ítems que componen este factor hacen referencia directa a la salud del propio trabajador o de algún familiar como razones de la salida laboral anticipada. A diferencia de la solución factorial obtenida por Floyd et al²⁵, la denominación propuesta para este análisis agrupa claramente aspectos relacionados con la salud. En este sentido, la literatura previa ha mostrado que la salud, tanto física como psicológica, es un factor relevante dentro de los procesos de salida laboral anticipada^30,14,31. Asimismo, Crego y Alcover¹² señalaron, a través de la realización de un análisis bibliométrico sobre trabajos recogidos en la base de datos Psycinfo, que el 39,02% de los registros tenían relación con la variable salud.

En dos de los factores de la escala razones para el retiro se ha registrado algún ítem que satura en factores distintos a los hipotetizados, como son el ítem tenía dificultades manejando las demandas físicas del trabajo y el ítem no me gustaba mi trabajo, ambos del factor «estrés laboral». En los dos casos, los ítems que se desplazan saturan en el factor «retiro debido a problemas de salud», que ha resultado ser el segundo factor creado. El desplazamiento del ítem tenía dificultades manejando las demandas físicas del trabajo puede ser explicado en cuanto que su contenido resulta cercano al contenido del factor «retiro debido a problemas de salud»; la lectura del ítem puede referirse a problemas físicos que está presentando el trabajador y que le dificultan a la hora de cumplir las demandas físicas que exige su puesto de trabajo. En el caso del ítem no me gusta mi trabajo puede explicarse en cuanto a que su contenido está relacionado con el factor «retiro debido a problemas de salud» como consecuencia de una situación adversa relacionada con la salud que no permite al trabajador desarrollar su actividad de una manera confortable. En todo caso, para evitar estas interpretaciones se precisa una reelaboración del significado de los ítems.

En cuanto a la escala satisfacción con la vida en el retiro, se ha registrado una solución factorial diferente de la del instrumento original. El factor obtenido en la versión adaptada al español, denominado «satisfacción con aspectos de actividad, accesibilidad y recursos», agrupa los factores originales «satisfacción con la salud y actividad» y «satisfacción con los recursos y los servicios». En este sentido, se han agrupado los ítems relativos a la actividad, recursos y servicios, por ejemplo, servicios de programas de ayuda gubernamental o mi acceso al trasporte.

El desplazamiento de los ítems relativos a la satisfacción con la salud en el factor «satisfacción con aspectos personales y familiares» puede ser interpretado como una dimensión personal del trabajador. Así, estos ítems que sondean aspectos de mi salud física o la salud física de mi cónyuge se agrupan con aspectos personales del trabajador. En este sentido, la solución factorial de Fouquereau et al²⁶ en la escala satisfacción con la vida en el retiro también estuvo formada por dos componentes. Un primer factor denominado «satisfacción con la salud y recursos» y un segundo factor denominado «satisfacción con la vida familiar y matrimonio».

Por último, algún ítem de la escala fuentes de disfrute se observa que satura en otro factor distinto al previamente esperado. Concretamente, el ítem estar más relajado y el ítem tener menos estrés, ambos del factor «reducción de estrés», se desplazan en el factor «libertad y control». El desplazamiento del ítem estar más relajado puede explicarse como consecuencia de que una mayor relajación está relacionado con una mayor libertad de la persona. El trabajador está más relajado por la ausencia del trabajo y por tanto más libre. En cuanto al desplazamiento del ítem tener menos estrés puede interpretarse, a pesar de la claridad de la redacción del ítem, como un elemento de libertad debido a la ausencia del estrés que ocasiona sobre la persona la actividad laboral.

Este trabajo presenta las siguientes limitaciones: en primer lugar, en nuestra muestra hay un número sensiblemente menor de mujeres que de varones y solamente se han representado tres sectores de actividad empresarial. Esta circunstancia puede alterar los resultados obtenidos de esta investigación ya que existen evidencias de diferencias de género en la experiencia de salida laboral^24,32. En segundo lugar, la muestra ha estado compuesta exclusivamente por prejubilados miembros de asociaciones que colaboraron con la investigación, lo que refleja un elevado componente de autoselección. Además, la tasa de respuesta ha sido muy baja. En tercer lugar, algunos factores de la escala razones para el retiro presentan una baja fiabilidad (presiones organizacionales α = 0,48 y estrés laboral α = 0,65), lo que limita los hallazgos encontrados y sugiere la realización de nuevos análisis factoriales en muestras de prejubilados españoles que refuercen la consistencia interna de dicha escala y su adaptación al proceso específico de las prejubilaciones.

En este contexto, la tendencia de las organizaciones por resolver dificultades mediante la desvinculación de los trabajadores de mayor edad se ha agudizado y generalizado durante las dos últimas décadas^2,16. Estos trabajadores de mayor edad son percibidos por algunas organizaciones como unos recursos humanos poco rentables, lo que provoca que sean los primeros afectados por los planes de prejubilación²⁴. Así, los trabajadores que finalizan su actividad laboral antes de la edad ordinaria de retiro tienen que afrontar un nuevo período fuera del ámbito laboral. El modelo propuesto por Floyd et al²⁵ permite conocer las razones por las cuales se produce la jubilación, así como los aspectos que pueden explicar la satisfacción con la vida en el retiro y las fuentes de disfrute durante este período. Las tres escalas, razones para el retiro, satisfacción con la vida en el retiro y fuentes de disfrute se adaptan por primera vez al castellano en una población de prejubilados. De esta forma, se cuenta con un instrumento útil para la evaluación de las escalas obtenidas en un colectivo heterogéneo y cuyo proceso de salida organizacional está envuelto en un clima de voluntariedad condicionada^2,6,7,15.

En cualquier caso, conocer y determinar el proceso de salida organizacional de trabajadores de mayor edad se convierte en un requisito clave para poder analizar el fenómeno de las prejubilaciones desde una perspectiva psicosocial^12,17,19. La adaptación al castellano del RSI posibilita, entre otros: a) la conceptualización de perfiles según variables sociodemográficas³²; b) el conocimiento de los posibles comportamientos de los prejubilados ante la salida laboral anticipada^12,14, y c) la identificación de los factores motivacionales para profundizar en el análisis de la fase de salida organizacional y los primeros momentos del retiro¹⁷. Sin embargo, y a pesar de que los resultados obtenidos son aceptables, se recomienda la realización de nuevos estudios que permitan contrastar el alcance de esta adaptación en diferentes muestras de prejubilados, sobre todo teniendo en cuenta la trascendencia que tiene el proceso de transición hacia el retiro en esta fase final de la vida laboral de los trabajadores.

Declaración de conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.