0323/2024 - Validade e confiabilidade da versão brasileira do Índice de Capacidade para o Trabalho - ICT: uma reavaliação
Validity and reliability of the Brazilian version of the Work Ability Index – WAI: a re-evaluation
Autor:
• Maria Carmen Martinez - Martinez, M.C - <mcmarti@uol.com.br>ORCID: https://orcid.org/0000-0002-4427-5976
Coautor(es):
• Maria do Rosário Dias de Oliveira Latorre - Latorre, M.do.R.D.O - <mdrddola@usp.br>ORCID: http://orcid.org/0000-0002-5189-3457
• Frida Marina Fischer - Fischer, F.M - <fischer.frida@gmail.com>
ORCID: https://orcid.org/0000-0001-9403-6300
Resumo:
Objetivo: reavaliar as propriedades de medida da versão em português do Índice de Capacidade para o Trabalho (ICT). Métodos: estudo transversal junto a 3.051 trabalhadores de enfermagem do estado de São Paulo, que preencheram um formulário com questões sobre características individuais, das condições do trabalho, e o ICT. A validade foi avaliada por meio de análise discriminativa de grupos conhecidos, e da análise fatorial exploratória (AFE) com análise paralela (AP). A confiabilidade foi avaliada usando os coeficientes alfa de Cronbach e ômega de McDonald. Resultados: na análise de grupos conhecidos, todas as variáveis individuais e do trabalho apresentaram associação estatisticamente significativa com o ICT (p<0,005). A AFE evidenciou estrutura unidimensional, confirmada pela AP. O modelo foi adequado (Raiz do Erro Quadrático Médio de Aproximação=0,125; Índice de Tucker-Lewis =0,900), embora o Índice de Ajuste Comparativo =0,882 tenha sido ligeiramente inferior ao esperado. A confiabilidade foi satisfatória (coeficiente alpha de Cronbach = 0,787 e ômega de McDonald=0,819). Conclusões: o ICT continua sendo uma medida valida e confiável para avaliação da capacidade para o trabalho no atual contexto brasileiro do trabalho.Palavras-chave:
Avaliação da capacidade de trabalho; Condições de trabalho; Questionários; Reprodutibilidade dos testes; Saúde do trabalhador.Abstract:
Objective: To reevaluate the measurement properties of the Portuguese version of the Work Ability Index (WAI). Methods: A cross-sectional study was conducted with 3,051 nurses in the state of São Paulo. Participants answered a questionnaire on individual characteristics, working conditions, and WAI. Validity was assessed through discriminative analysis of known groups and exploratory factor analysis (EFA) with parallel analysis (PA). Reliability was assessed using Cronbach's alpha and McDonald's omega coefficients. Results: In the analysis of known groups, all investigated individual and work variables showed statistically significant associations with WAI (p<0.005). EFA revealed a unidimensional structure, which was confirmed by PA. The model proved to be appropriate (Root Mean Square Error of Approximation=0.125; Tucker-Lewis Index=0.900), although the Comparative Fit Index=0.882 was slightly lower than expected. Reliability was satisfactory (Cronbach's alpha coefficient=0.787 and McDonald's omega=0.819). Conclusions: The WAI continues to be a valid and reliable measure to evaluate work ability in the current context of Brazilian work.Keywords:
Work capacity evaluation; Working conditions; Questionnaires; Reproducibility of results; Occupational health.Conteúdo:
Introdução
Capacidade para o trabalho – CT é entendida como uma condição resultante da combinação entre recursos humanos em relação às demandas físicas, mentais e sociais do trabalho, cultura organizacional e ambiente de trabalho1. Esse conceito é expresso como “quão bem está, ou estará, um(a) trabalhador(a) presentemente ou num futuro próximo, e quão capaz ele ou ela podem executar seu trabalho em função das exigências, de seu estado de saúde e capacidades físicas e mentais”1.
A CT caracteriza-se como um indicador relevante da saúde do trabalhador, incorporando aspectos relativos à saúde física, bem-estar psicossocial, competência individual e condições do trabalho1. Tem valor preditivo para diversos desfechos, incluindo qualidade de vida e bem-estar, absenteísmo e presenteísmo, desempenho, adoecimento, desligamento do empego, aposentadoria, abandono da profissão e mortalidade2-8.
As transições demográfica e epidemiológica, pelas quais o Brasil vem transitando ao longo das últimas décadas, intensificam questões críticas em termos da CT e empregabilidade do trabalhador em fase de envelhecimento e, também, dos mais jovens7,9,10. A relevância da CT também se amplia no contexto do trabalho decente e das mudanças no mundo do trabalho, com fragmentação das relações trabalhistas, precarização das condições do trabalho, intensificação do uso de tecnologias de informação e comunicação, alterações ambientais, pandemias, movimentos migratórios e questões de gênero11.
O Índice de Capacidade para o Trabalho – ICT é um instrumento que mensura a CT a partir das percepções do próprio trabalhador, possibilitando avaliar e detectar precocemente alterações e subsidiar o direcionando medidas preventivas nos âmbitos individual e coletivo1,12,13. O ICT foi estruturado pelo Finnish Institute of Occupational Health (Instituto Finlandês de Saúde Ocupacional) – FIOH na década de 1980, a partir de estudos sobre o envelhecimento da população trabalhadora e sustentabilidade do sistema previdenciário1,13.
A partir de então, o ICT vem sendo amplamente utilizado em pesquisas no mundo todo, tendo sido traduzido para mais de 30 línguas13. Ao longo das últimas décadas, foram realizados diversos estudos avaliando as propriedades de medida do instrumento14-21. No Brasil, os estudos focando a CT iniciaram após a tradução e adaptação do ICT para o português falado no Brasil, em 19961, e a primeira avaliação da validade e confiabilidade do instrumento ocorreu em 200912. O estudo de 2009 foi realizado junto a uma amostra de trabalhadores do setor elétrico do estado de São Paulo, predominantemente masculina (90,9%) e jovem (mediana etária de 37,0 anos), e o ICT mostrou propriedades de medida satisfatórias em termos de validade de construto, de critério e confiabilidade12.
Um ponto a considerar é que os estudos para avaliação da validade do ICT adotaram diferentes métodos, demonstrando propriedades de medida satisfatórias, porém às vezes com resultados distintos, em especial, quanto à estrutura fatorial14-21. Outro ponto relevante é que, desde a criação do ICT e de sua adaptação para uso no Brasil, muitas mudanças ocorreram nas condições e relações de trabalho, na estrutura demográfica da população e nas suas condições de saúde do país7,9,10. Além disso, o desempenho psicométrico de um instrumento pode se modificar ao longo do tempo, e sofrer influência de diversos fatores, incluindo mudanças em contextos e situações sociais22. Considerando estes aspectos, este estudo tem como objetivo reavaliar as propriedades de medida da versão em português do ICT, como indicador de saúde do trabalhador, junto a uma população de trabalhadores de enfermagem do estado de São Paulo.
Métodos
Desenho do estudo, população de estudo e amostra
Foi realizado estudo transversal com 3.051 profissionais de enfermagem ativos, do Estado de São Paulo. Havia 495.602 profissionais (25,0% do contingente do Brasil), com inscrição ativa no Conselho Regional de Enfermagem de São Paulo (Coren-SP), distribuídos em 14 subseções regionais, na ocasião da coleta dos dados. Foi critério de exclusão não ter endereço eletrônico válido cadastrado no Coren-SP (cerca de 17,0% dos profissionais). Entre os 411.162 elegíveis, 1,0% aderiram ao estudo (3.993 pessoas), sendo que destes, 3.051 (76,4%) eram ativos na profissão, totalizando uma taxa de participação de 0,74%. A opção por essa população de estudo se deu porque a enfermagem é uma categoria profissional sujeita a cargas físicas e mentais de trabalho relevantes, que atuam comprometendo a CT2,7. Além disso, operacionalmente, foi possível o acesso à totalidade da população elegível.
A análise das perdas, usando o teste qui-quadrado, mostrou que houve diferenças entre os participantes e não participantes quanto à faixa etária menor de 40 anos (50,1% vs 48,3%, p=0,046), residentes na capital (36,8% vs 35,0%, p=0,049) e categoria profissional enfermeiros (61,6% vs 26,8%, p<0,001). Outra análise com essa mesma amostra evidenciou elevada frequência de exposição a fatores de risco para ocorrência de estresse, adoecimento, incapacidade laboral e intenção de saída da profissão, e detalhes estão em outra publicação23.
Coleta de dados
A coleta de dados ocorreu entre outubro de 2018 a março de 2019. O Coren-SP enviou mensagem à toda população elegível por meio de correio eletrônico, contendo informações sobre a pesquisa e o link de acesso a um Formulário Google via Internet, além de mais duas postagens estimulando a participação.
O formulário foi composto por módulos. O primeiro módulo continha questões sobre características sociodemográficas (sexo, idade, renda familiar mensal), estilo de vida (tabagismo, consumo alcoólico de risco avaliado pelo e questionário CAGE, prática de atividade física, índice de massa corporal e qualidade do sono), histórico ocupacional (categoria profissional, trabalho noturno, jornada de trabalho semanal, história recente de doença/acidente relacionada ao trabalho nos últimos 12 meses, e intenção de saída da enfermagem).
O segundo módulo foi a versão brasileira do ICT, composto por 10 questões, que são sintetizadas em 7 dimensões: (1) “capacidade para o trabalho atual e comparada com a melhor de toda a vida”, por meio de 1 questão com escore de 0 a 10 pontos; (2) “capacidade para o trabalho em relação às exigências do trabalho”, por meio de duas questões que consideram a natureza do trabalho (físico, mental ou misto) e que, ponderadas, fornecem um escore de 2 a 10 pontos; (3) “número atual de doenças autorreferidas e diagnosticadas por médico”, com resultado obtido a partir de uma lista de 51 doenças, definindo um escore de 1 a 7 pontos; (4) “perda estimada para o trabalho devido a doenças”, obtida a partir de 1 questão com escore variando de 1 a 6 pontos; (5) “faltas ao trabalho por doenças”, obtida a partir de uma questão sobre o número de faltas, categorizada em 5 grupos, com escore variando de 1 a 5 pontos; (6) “prognóstico próprio sobre a capacidade para o trabalho”, obtida a partir de uma questão com pontuação de 1, 4 ou 7 pontos; e (7) “recursos mentais”, a partir de um escore de 1 a 4 pontos obtido pela ponderação das respostas de 3 questões1. Os resultados das 7 dimensões fornecem uma medida da capacidade para o trabalho que varia de 7 a 49 pontos. As instruções para cálculo do escore são encontradas em Tuomi et al. (2005)1. O escore foi categorizado em CT ótima, boa, moderada ou baixa. Para trabalhadores com até 35 anos de idade, os pontos de corte foram: excelente – 45 a 49, boa – 41 a 44,9, moderada – 37 a 40,9 e baixa – 7 a 36,9. Para trabalhadores com 35 anos ou mais, os pontos de corte foram: excelente – 44 a 49, boa – 37 a 43,9, moderada – 28 a 36,9, e baixa – 7 a 27,924.
O módulo seguinte consistiu em instrumentos para avaliar as condições psicossociais e físicas do trabalho. O desgaste psicossocial no trabalho foi mensurado pela Escala Estresse no Trabalho (EET), adaptação para uso no Brasil do Job Content Questionnaire, baseado no Modelo Demanda-Controle, com 17 questões abrangendo as dimensões demandas, controle e apoio social25. As dimensões foram dicotomizadas pelo ponto médio de cada escore. Demanda e controle foram combinados em 4 categorias: trabalho com alto desgaste, trabalho ativo, trabalho com baixo desgaste e trabalho passivo23,25.
Os estressores do ambiente psicossocial do trabalho foram avaliados por meio da versão brasileira do questionário Desequilíbrio Esforço-Recompensa, estruturado sobre o modelo teórico Effort-Reward Imbalance (ERI), composto por 23 questões abrangendo 3 dimensões: esforços, recompensas e excesso de comprometimento26. Para classificação do desequilíbrio é calculada a razão entre esforço e recompensa e multiplicada por 6/11, fornecendo um coeficiente variando de 0,17 a 5,00 pontos, onde valores maiores que 1,0 indicam desequilíbrio entre esforços e recompensas26.
Foi utilizado o questionário Atividades Relacionadas Ao Trabalho Que Podem Contribuir Para Dor e/ou Lesão, versão validada para uso no Brasil do Work-Related Activities That May Contribute To Job-Related Pain and/or Injury (WRAPI), para avaliar características do ambiente físico que pudessem contribuir para o desenvolvimento de agravos musculoesqueléticos, fornecendo um escore de 0 a 150 pontos27. Os escores foram categorizados em tercis23.
O último módulo, para avaliar a intensão de saída da profissão – ISP, adotou a tradução da questão do NEXT-Study "Com que frequência durante os últimos 12 meses você pensou em deixar enfermagem?"2. A variável foi dicotomizada em têm intenção de deixar a profissão (consideram a possibilidade diversas vezes no mês ou mais frequentemente) e não têm intenção de deixar a profissão (consideram a possibilidade algumas vezes por ano ou nunca)2.
Análises estatísticas
Inicialmente foi realizado o teste de Shapiro-Francia, que demonstrou que o escore do ICT e das demais variáveis quantitativas contínuas não tinham aderência à distribuição normal, determinando o uso de testes estatísticos não paramétricos. Em seguida foi feita a análise descritiva por meio das médias, desvios-padrão, valores mínimos e máximos e quartis dos escores das variáveis quantitativas, e proporções para as variáveis qualitativas.
Para avaliação das propriedades de medida do ICT optou-se por 3 tipos de análises: (1) validade de construto baseada em testes de hipóteses, por meio de análise discriminativa de grupos conhecidos, (2) validade de construto por meio da avaliação da estrutura interna, e (3) confiabilidade por meio da avaliação da consistência interna22,28,29. A análise da validade de conteúdo foi realizada e está apresentada em publicação anterior1.
Para a validade de construto baseada na análise discriminativa de grupos conhecidos, foram adotados testes de comparação das médias utilizando os testes Mann-Whitney para variáveis qualitativas com 2 categorias e teste de Kruskal-Wallis para variáveis com 3 ou mais categorias e teste post hoc de Tukey. As variáveis analisadas foram sexo, faixa etária, renda familiar mensal, tabagismo, consumo alcoólico de risco, prática de atividade física, índice de massa corporal, qualidade do sono, insônia, categoria profissional, trabalho noturno, jornada de trabalho semanal, história recente de acidente ou doença relacionada ao trabalho nos últimos 12 meses, intenção de saída da enfermagem e condições de trabalho (EET, ERI e WRAPI). A seleção dessas variáveis se deu por ser conhecida em literatura a sua abordagem, associação ou valor preditivo em relação à CT1-9,23.
Para a validade de construto por meio da avaliação da estrutura interna do ICT, foi realizada a Análise Fatorial Exploratória (AFE), com base nos procedimentos propostos por Damásio (2012)30 e Lorenzo-Seva & Ferrando (2013)31. Esta análise teve por objetivo verificar se os 3 fatores identificados no estudo anterior realizado no Brasil seriam confirmados nesta população: (1) recursos mentais, (2) presença de doenças e restrições decorrentes do estado de saúde, e (3) percepção do trabalhador sobre sua CT12. Foram seguidos os passos: (a) matriz de correlação policórica, técnica de análise fatorial robusta e método de extração pelos mínimos quadrados robustos ponderados na diagonal (RDWLS); (b) definição do número de fatores a ser retido por meio da Análise Paralela (AP), com permutação aleatória dos dados observados e rotação Robust Promin; (c) avaliação da adequação do uso da AFE ao conjunto dos dados por meio do teste de esfericidade de Bartlett e pela medida de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO); (d) a adequação do modelo obtido foi avaliada por meio dos índices Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA), Comparative Fit Index (CFI), e Tucker-Lewis Index (TLI); (e) a confiabilidade da estrutura fatorial e a estabilidade dos fatores foi avaliada por meio do índice de fidedignidade composta (FC), do índice Overall Reliability of fully-Informative prior Oblique N-EAP scores (ORION), da estimativa do Índice H generalizado (H-Observado), e do Factor Determinacy Index (FDI); (f) a unidimensionalidade do questionário foi avaliada pelos indicadores Unidimensional Congruence (UniCo), Explained Common Variance (ECV) e Mean of Item Residual Absolute Loadings (MIREAL).
Uma nova avaliação da confiabilidade foi feita por meio da análise da consistência interna dos itens do questionário, utilizando-se os coeficientes alfa de Cronbach e ômega de McDonald.
A escolha dessas estratégias de análise está alinhada com premissas de literatura22,28-31. Em todas as análises, considerou-se o nível de significância de 5,0%.
Softwares utilizados
A coleta dos dados utilizou o aplicativo Google Forms. Em seguida os dados foram exportados para o programa Excel e posteriormente para o software STATA versão 14 para verificação da consistência (completude e qualidade dos dados), recodificação, análises descritivas e testes de associação e correlação. Para realização da AFE foi adotado o Programa Factor versão de 11.05.01. Para cálculo do índice de confiabilidade composta foi utilizado o Composite Reliability Calculator31. Para cálculo dos coeficientes alfa e ômega foi utilizado o JAMOVI.
Aspectos éticos
O estudo foi aprovado pela Diretoria do Coren-SP e pelo Comitê de Ética e Pesquisa da Universidade de São Paulo (nº 2.614.513). Foi realizado de acordo com os princípios da Declaração de Helsinki e da Associação Médica Mundial. A participação dos trabalhadores foi voluntária, e a confidencialidade dos dados individuais foi garantida. Somente após registro na opção de aceite do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido no formulário eletrônico era liberado o acesso ao preenchimento do restante do formulário. Em adesão às premissas de segurança da informação do Coren-SP, os pesquisadores não tiveram acesso às bases de dados cadastrais, endereço eletrônico ou identificação nominal dos profissionais, o que impossibilitou a verificação de dupla participação.
Resultados
A população de estudo foi predominantemente feminina (85,6%), A média da idade foi de 40,8 anos (dp=10,0), variando de 18,0 a 83,0 anos, com 1º quartil de 33,0, mediana de 39,0 e 3º quartil de 48,0 anos. Quanto à categoria profissional, 61,6% eram enfermeiros, 32,5% técnicos de enfermagem, e 5,9% auxiliares ou atendentes de enfermagem. A presença de estressores do trabalho foi de 86,8% de elevadas demandas, 17,3% de baixo controle, 16,2% de baixo apoio social, 24,3% de alto esforço, 17,8% de baixas recompensas, 45,1% de excesso de comprometimento, e 36,2% com elevada exposição a situações que favorecem a ocorrência de dor ou lesão. As cargas de trabalho foram 64,4% mistas, 31,6% predominantemente mentais, e 4,0% predominantemente físicas. Detalhes estão em outra publicação23.
O índice de capacidade para o trabalho apresentou média de 36,5 pontos (dp=6,0), variando de 14,0 a 49,0 pontos, com 1º quartil de 33,0, mediana de 37,0, e 3º quartil de 41,0 pontos. Quando o escore é categorizado, a distribuição foi de CT ótima (11,0%), boa (33,6%), moderada (36,4%) e baixa (19,0%), totalizando 55,4% de pessoas com CT comprometida.
Quanto às dimensões que compõem o ICT, apresentaram os seguintes resultados: na “capacidade para o trabalho atual comparada com a melhor de toda a vida” 72,8% dos profissionais ocuparam as 3 pontuações superiores. Na “capacidade para o trabalho em relação às exigências do trabalho” 58,3% ocuparam as 3 pontuações superiores. No “número atual de doenças diagnosticadas pelo médico” 6,1% dos trabalhadores não referiram presença de doenças (pontuação=7) e 60,1% informaram 5 ou mais doenças (pontuação=1). Na “perda estimada para o trabalho devido às doenças” 51,8% dos trabalhadores informaram que não têm nenhum impedimento/doença para realizar seu trabalho (pontuação=6). Nas “faltas ao trabalho por doenças nos últimos 12 meses” 54,6% dos trabalhadores negaram afastamento do trabalho por doenças nos últimos 12 meses (pontuação=5). No “prognóstico próprio sobre a capacidade para o trabalho” 70,3% dos trabalhadores consideraram que é bastante provável que daqui a 2 anos serão capazes de fazer o trabalho atual (pontuação=7). Nos “recursos mentais” 34,3% dos trabalhadores ocuparam a pontuação mais elevada em termos de recursos mentais (capacidade para apreciar as atividades diárias, percepção de estar ativo e alerta, sentimento de esperança para o futuro). Detalhes estão no Material Suplementar 1
Os grupos referentes aos agravos de saúde citados com diagnóstico médico mais frequentes citados no ICT foram as doenças musculoesqueléticas nas costas, braços, pernas ou outra parte (62,9%), distúrbios mentais (60,1%) e lesões ou acidentes de correntes de um acidente (58,9%). Detalhes estão no Material Suplementar 2.
Na análise de grupos conhecidos, todas as variáveis investigadas apresentaram associação estatisticamente significativa com o ICT, que foi capaz de discriminar os trabalhadores, com piores médias entre as mulheres sexo (p<0,001), idade a partir de 45 anos (p=0,032), renda familiar mensal inferior a 10,0 salários mínimos (p<0,001), tabagistas que pararam de fumar (p=0,026), com consumo alcoólico de risco (p<0,001), sedentários (p<0,001), com obesidade (p<0,001), qualidade do sono ruim (p<0,001) e com insônia (p<0,001), profissionais não enfermeiros (p<0,001), em trabalho noturno (p<0,001) cargas horárias de trabalho mais elevadas (p<0,001), com história de acidente ou doença relacionada ao trabalho (p<0,001), com intenção de saída da profissão (p<0,001), com condições de trabalho com presença de alto desgaste (p<0,001), desequilíbrio entre esforços e recompensas (p<0,001) e maior exposição à atividades que favorecem a ocorrência de dor ou lesão (p<0,001) (Tabela 1).
A AFE foi rodada inicialmente com três fatores, conforme estudo anterior realizado no Brasil12. Os resultados mostraram 3 fatores: O 1º fator foi composto pelas questões 8, 9 e 10, que representam a dimensão “recursos mentais”. O 2º fator foi composto pelas questões 2, 4, 5, 6 e 7, que contempla a percepção do trabalhador quanto a sua capacidade frente às exigências físicas do trabalho, capacidade futura e aspectos relativos à presença de doenças e restrições decorrentes do estado de saúde. O 3º fator foi composto pelas questões 1, 2 e 3 que representam a percepção do trabalhador quanto à percepção de sua CT. A questão 2 carregou em 2 fatores (Tabela 2). Nessa solução fatorial, o RMSEA (0,018) mostrou inadequação do modelo, o índice de fidedignidade composta esteve abaixo do esperado para os fatores 2 (0,779) e 3 (0,609), e a avaliação da unidimensionalidade do instrumento não confirmou a estrutura de 3 fatores (UniCO=0,961; MIREAL=0,289) (Tabela 3).
Então, foi rodado um novo modelo de AFE com 1 fator, no qual as 10 questões foram retidas na estrutura unidimensional com cargas fatoriais acima de 0,400, e não foi encontrado padrão de cargas cruzadas (Tabela 2). O teste de esfericidade de Bartlett (p=0,019) indicou que a matriz de correlação é favorável, e o KMO (0,879) sugeriu interpretabilidade muito boa da matriz de correlação dos itens. A avaliação da adequação do modelo unidimensional mostrou estrutura fatorial com índices de ajuste adequados: RMSEA=0,125 e TLI=0,900, porém com CFI=0,922 um pouco abaixo do esperado. A confiabilidade da estrutura unidimensional mostrou resultados favoráveis: índice de fidedignidade composta=0,872, ORION=0,882, H-observado=0,875, e FDI=0,939 (Tabela 3). A análise paralela confirmou a estrutura unidimensional do ICT, sendo que o fator único explicou 54,4% da variância dos dados reais (Figura 1).
Considerando que o valor esperado deve ser a partir de 0,70034, a análise da consistência interna da estrutura unidimensional apresentou resultados satisfatórios, com coeficiente alpha de Cronbach de 0,787 e ômega de McDonald de 0,819, e a exclusão de qualquer das questões não alterou o resultado. A estrutura com 3 fatores apresentou resultados insatisfatórios nos fatores 2 e 3 (Tabela 4).
Discussão
Esse estudo objetivou reavaliar as propriedades de medida da versão em português do ICT. Para tanto, optou-se por avaliar a validade de construto e a confiabilidade. Os resultados do estudo indicaram que, mais de quatro décadas após sua criação e frente a constantes modificações nas formas de organização do trabalho, o ICT continua apresentando propriedades de medida satisfatórias, com bom desempenho na capacidade de discriminar grupos conhecidos, na validade de sua estrutura unidimensional e na sua confiabilidade, sendo um instrumento válido e confiável para mensuração da capacidade para o trabalho no Brasil.
Apesar das diferenças nas populações de estudo e nas estratégias estatísticas adotadas, os resultados atuais reafirmam os achados do primeiro estudo brasileiro, de 2009, que naquela época já mostrou desempenho satisfatório na capacidade de mensuração do ICT12. O estudo de 2009 teve como amostra trabalhadores do setor elétrico do estado de São Paulo, predominantemente masculina (90,9%), jovem (mediana de 37,0 anos), fisicamente hígida (36,6% referiram não ter nenhuma doença diagnosticada por médico), com elevado nível de escolaridade, renda e benefícios em relação à população geral do estado, vínculo empregatício formal em empresa sólida, e o ICT com mediana de 43,0 pontos. No estudo atual, a população foi predominantemente feminina (85,6%), um pouco mais velha (mediana de 39,0 anos), com ocorrência relevante de agravos à saúde (6,1% referiram não ter nenhuma doença diagnosticada por médico), em especial musculoesqueléticos, decorrentes de lesões/acidentes e relacionados ao adoecimento mental. Também com elevado nível de escolaridade, porém com menor nível de renda, variados tipos de vínculo empregatício, e o ICT com mediana de 37,0 pontos. Embora a natureza das atividades seja distinta, ambas as populações de estudo tinham cargas de trabalho predominantemente mistas (físicas e mentais). Destaca-se que a atual população de estudo tem a percepção de exposição intensa e constante aos estressores do trabalho. Além disso, a predominância de trabalhadoras do sexo feminino traz atrelada uma questão de gênero. As mulheres frequentemente enfrentam tratamento diferenciado (pior) no local de trabalho, em comparação com os homens, devido à discriminação de gênero e de estereótipos. Além disso, as exposições ocupacionais a distintos riscos, tais como, riscos físicos e psicológicos de homens e mulheres diferem, influenciados por diferenças em seus papéis sociais, expectativas, responsabilidades, características biológicas e padrões de emprego11, o que pode aumentar a ocorrência de adoecimento e comprometimento da CT entre as mulheres.
A avaliação da validade de construto por meio de testes de hipóteses mostrou resultados adequados na análise discriminativa de grupos conhecidos. Dado que é necessário definir hipóteses prévias ao avaliar a validade de construto por meio da análise discriminativa28, a escolha das variáveis se deu porque sua associação e/ou valor preditivo ou relação à capacidade para o trabalho está demonstrado em literatura1-7,23. Os resultados obtidos nesse estudo foram compatíveis com as hipóteses prévias, com presença das associações esperadas para todas as variáveis analisadas: sociodemográficas (sexo, faixa etária, renda familiar mensal), estilos de vida (tabagismo, consumo alcoólico de risco, prática de atividade física), ocupacionais (categoria profissional, trabalho noturno, jornada de trabalho semanal), aspectos da saúde (índice de massa corporal, qualidade do sono, insônia, histórico de acidente ou doença relacionada ao trabalho), condições de trabalho (ambiente psicossocial e situações que podem gerar dor ou lesão musculoesquelética), e intenção de saída da enfermagem. No estudo inicial de 2009, a análise discriminativa considerou apenas a variável absenteísmo, sendo que o ICT apresentou média mais elevada (42,3 pontos) entre trabalhadores com baixo absenteísmo do que entre os demais (32,7 pontos)12. Nesse estudo atual, a análise discriminativa foi ampliada, incluindo um espectro mais amplo de variáveis.
A avaliação da validade de construto por meio da AFE não confirmou a hipótese prévia de 3 fatores, definida a partir do estudo de 200912, e mostrou que as questões que compõem o ICT definem uma estrutura interna unidimensional, com índices satisfatórios de ajuste do modelo, e a análise paralela confirmando a estrutura de 01 fator.
Esse resultado diverge de outros estudos que identificaram estruturas de 216,18 ou 3 fatores12,15,17,19,21. Porém é compatível com um estudo que identificou um único fator em 2 entre 10 países integrantes de uma amostra de profissionais de enfermagem14 e com um estudo junto a trabalhadores alemães35. Essas diferenças podem ser atribuídas aos diferentes métodos utilizados e populações investigadas. Alguns estudos avaliaram a estrutura de 10 questões12,15,17,21,36, e outros se detêm sobre as 7 dimensões do ICT16,18. Alguns estudos adotaram matriz de correlação de Pearson12,15-17, enquanto outros utilizaram correlações policóricas ou bisseriais18,36. Da mesma forma, alguns estudos utilizaram métodos de rotação ortogonal12,15,17,36, enquanto outros adotaram rotação oblíqua16,19,20,36. Também existem diferenças no tamanho e no tipo de populações analisadas, que variam quanto à categoria profissional, número e local de estudo. Por exemplo, um estudo com população específica de 236 profissionais de enfermagem com mais de 40 anos de idade no Irã15, o estudo de 2009 junto aos 475 trabalhadores do setor eletricitário no Brasil12, outro focando 103 trabalhadores de 103 diferentes profissões também no Brasil21, ou ainda um estudo com 38.000 enfermeiras de 10 países europeus14. Dessa forma, diferenças decorrem tanto da estabilidade estatística em amostras maiores, como influências de diferentes contextos laborais, demográficos, socioeconômicos e culturais, e das técnicas fatorais empregadas.
Ainda quanto a aspectos dos métodos, para a AFE, nesse atual estudo deu-se preferência à estrutura de 10 questões, pois são elas que compõem o instrumento, para depois serem agregadas em 7 dimensões e no escore final. No estudo de 2009 foi utilizada a análise fatorial confirmatória por meio da análise de componentes principais, adotando o processo varimax para a rotação da matriz12. Nesse estudo atual, foi utilizada a matriz de correlação policórica e método de extração RDWLS. A matriz policórica é indicada para itens ordinais, em especial quando as distribuições de frequência são assimétricas e a suposição de normalidade é violada, o mesmo se dando para adoção do RDWLS como método de extração dos fatores31,33,37. Também foi realizada a PA, que é um procedimento robusto para escolha do número de fatores, considerada acurada, porque é baseada em amostras, com a matriz hipotética sendo fatorada repetidas vezes30,31,33. Ela foi acompanhada pela rotação diagonal oblíqua robusta promin, visto que rotações oblíquas não estipulam a obrigatoriedade de total independência entre os fatores, sendo preferenciais nas áreas das ciências humanas; e a promin oferece uma solução de rotação interpretável e estável, indicada quando o método de extração é o DWLS30,37. Os índices de avaliação da solução fatorial mostraram que a técnica escolhida apresentou resultados adequados.
A estrutura unidimensional identificada pela AFE alinha-se empiricamente ao construto capacidade para o trabalho, que é entendido como uma condição resultante da combinação entre recursos humanos em relação às demandas físicas, mentais e sociais do trabalho, cultura organizacional e ambiente de trabalho1. Nesse sentido, a CT como um todo é um desfecho resultante de um processo multifatorial complexo envolvendo elementos internos e externos ao trabalhador e que interagem entre si1,12,13. Além disso, o ICT foi estruturado originalmente sem subdimensões, porém integrando, em um escore único, itens que avaliam diferentes aspectos relevantes da CT (percepção da CT, adoecimento e limitação por doença, prognóstico próprio e recursos mentais)1. Outro aspecto é que os 3 fatores previstos inicialmente contariam com 3 ou 4 itens cada um, o que pode conferir pouca estabilidade estatística.
Os resultados desse estudo mostraram que o ICT continua apresentando validade de construto satisfatória em sua versão para uso no Brasil, tanto na análise discriminativa como na avaliação de sua estrutura fatorial. Esse tipo de validade de construto é considerada a principal forma de validação de um instrumento, verificando a adequada representação do construto28,38.
A estrutura do ICT com 3 fatores apresentou consistência interna insatisfatória em 2 fatores, enquanto a estrutura unidimensional teve resultados adequados. O desempenho ruim da estrutura de 3 fatores pode ser explicado pelo pequeno número de questões em cada fator. Uma escala deve incluir um número suficiente de perguntas para medir o fator subjacente; e o coeficiente alfa é influenciado pela ausência de distribuição normal nas correlações e pelo número de questões, podendo aumentar de acordo com o aumento de itens, sendo o ômega menos influenciado por esses aspectos34.
Estudos anteriores conduzidos em diferentes grupos laborais, demonstraram resultados favoráveis na avaliação da confiabilidade do ICT usando as 10 questões, com alfa de Cronbach e/ou ômega de McDonald acima de 0,70. Exemplos são enfermeiras europeias14, profissionais de enfermagem brasileiros36, o estudo de 2009 com eletricitários brasileiros12, petroquímicos iranianos17, trabalhadoras suecas em afastamento laboral por incapacidade39, ou trabalhadores civis egípcios40, entre outros.
Dessa forma, tanto do ponto de vista conceitual como pela composição das escalas e subescalas, a versão unidimensional é mais favorável, resultado esse que também é corroborado pelos índices UniCO e MIREAL da AFE.
Apesar das críticas relativas à base teórica da CT e à dimensionalidade do ICT41, o conceito de CT foi baseado na teoria estresse-desgaste12,36 and no modelo teórico da Casa da Capacidade para o Trabalho, que apresenta evidências de validade42,43. Isso é particularmente relevante quando se considera o reconhecido valor preditivo do ICT para desfechos em saúde do trabalhador2-8.
As implicações da confirmação da estrutura unidimensional do ICT se dão na sua aplicação como indicador “proxy” da saúde do trabalhador, como instrumento de preenchimento rápido e simples e de baixo custo12. Isso se deve porque os resultados do ICT podem ser utilizados em nível individual para identificar trabalhadores com comprometimento da CT e direcionar ações para restaurar ou melhorar essa condição. Os resultados no nível coletivo permitem identificar situações de risco e estabelecer prioridades para o direcionamento de medidas preventivas1,12,13.
O ICT, como proxy de saúde do trabalhador, pode ser adotado como indicador-chave de desempenho (Key Performance Indicator), integrando a saúde do trabalhador à visão de negócios e estratégia organizacional. Além disso, resultados coletivos podem auxiliar a tomada de decisão em políticas públicas tanto para grupos laborais específicos como na revisão de sistemas previdenciários e de saúde e na promoção da empregabilidade1,2,19.
Como limitação, esse estudo foi desenvolvido em uma população específica (profissionais de enfermagem), que conta com inserção ocupacional e características laborais próprias e, portanto, a generalização dos resultados deve ser feita com cautela. Outra limitação é que, nesse atual estudo não foi possível realizar a análise da validade de critério, pela falta de uma variável representativa de um critério de comparação para a CT, diferindo do estudo 2009. Neste, uma avaliação genérica de saúde por meio do questionário SF-36 mostrou correlação positiva e significativa do ICT com todas as dimensões da saúde avaliadas12.
Um ponto relevante é que, mesmo passados mais de 40 anos da criação do ICT e de sua ampla utilização, ainda não existem estudos nacionais brasileiros para validação dos pontos de corte do escore. Os pontos de corte disponíveis foram definidos com base em resultados de trabalhadores finlandeses em fase de envelhecimento, próximo aos 50 anos de idade1. Há também uma proposta para trabalhadores finlandeses mais jovens, com idade próxima aos 35 anos, para evitar a superestimação da CT nesse grupo etário23. Como os trabalhadores brasileiros se diferenciam dos finlandeses nas condições de vida e de trabalho, é recomendado dar preferência ao uso do escore global do ICT ou de sua categorização ajustada pela proposta de Kujala et al. (2005)24 para os mais jovens12.
Sugere-se a realização de novos estudos junto a outros grupos laborais, buscando fortalecer a validade externa do ICT, bem como estudos com amostras representativas da população trabalhadora brasileira para verificação dos pontos de corte do escore do ICT em diferentes faixas etárias.
Conclusões
O ICT continua apresentando propriedades de medida satisfatórias no atual contexto brasileiro do trabalho, com bom desempenho na capacidade de discriminar grupos conhecidos, na validade de sua estrutura unidimensional e na sua confiabilidade, corroborando ser uma opção adequada para avaliação da capacidade para o trabalho tanto em abordagens individuais como em inquéritos populacionais.
References
1. Tuomi K, Ilmarinen J, Jahkola A, Katajarinne L, Tulkki A. Índice de capacidade para o trabalho. São Carlos: EDUFSCAR; 2005.
2. Hasselhorn H-M, Müller BH, Tackenberg P, editors. Nurses Early Exit Study – NEXT. NEXT Scientific Report—July 2005. EU-Project No QLK6-CT-2001-00475. Wuppertal: University of Wuppertal [report on the Internet] 2005 [cited 2024 Apr 26]. Available from:https://www.researchgate.net/publication/260592268_Next_Scientific_Report_July_2005
3. Reeuwijk KG, Robroek SJW, Niessen MAJ, Kraaijenhagen RA, Vergouwe Y, Burdorf A. The Prognostic Value of the Work Ability Index for Sickness Absence among Office Workers. PLoS ONE. 2015;10(5):e0126969.
4. Wagenaar AF, Kompier MAJ, Houtman ILD, van den Bossche SNJ, Taris TW. Who gets fired, who gets re-hired: The role of workers’ contract, age, health, work ability, performance, work satisfaction and employee investments. Int Arch Occup Environ Health 2015;88(3):321–334.
5. Lundin A, Leijon O, Vaez M, Hallgren M, Torgén M. Predictive validity of the Work Ability Index and its individual items in the general population. Scand J Work Environ Health 2017;45(4):350-356.
6. Boissonneault M, de Beer J. Work ability trajectories and retirement pathways: a longitudinal analysis of older American workers. J Occup Environ Med 2018;60(7):e343–e348.
7. Martinez MC, Fischer FM. Work ability and job survival: four-year follow-up. Int J Environ Res Public Health 2019;16(17):3143.
8. Elovainio M, Laaksonen M, Sakari K, Aalto A-M, Jääskeläinen T, Rissanen H, Koskinen S. Association of short poor work ability measure with increased mortality risk: a prospective multicohort study. BMJ Open 2022;12:e065672.
9. Felix J. O idoso e o mercado de trabalho. In: Alcântara AO, Camarano AM, Giacomon KC, editores. Política nacional do idoso: velhas e novas questões. Rio de Janeiro: Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada – Ipea [livro na Internet] 2016. p. 241-263 [cited 2024 Apr 26]. Disponível em: https://repositorio.ipea.gov.br/handle/11058/7253
10. Santos GT, Salcedo GM, Guimarães LHV, Baêta PVL, Braga JO. A integralidade no mercado de trabalho: desafios e potencialidades. Revista Ibero-Americana De Humanidades, Ciências E Educação 2022;8(12):505-528.
11. Schulte PA, Iavicoli I, Fontana L, Leka S, Dollard MF, Salmen-Navarro A, Salles FJ, Olympio KPK, Lucchini R, Fingerht M, Violante FS, Seneviratne M, Oakman J, Lo O,Alfredo CH, Bandini M, Silva-Junior JS, Martinez MC, Cotrim T, Omokhodion F, Ficher FM. Occupational safety and health staging framework for decent work. Int J Environ Res Public Health 2022;19(17):10842.
12. Martinez MC, Latorre MRDO, Fischer FM. Validade e confiabilidade da versão brasileira do Índice de Capacidade para o Trabalho. Rev Saúde Pública 2009;43(3):525-532.
13. Ilmarinen J. From work ability research to implementation. Int J Environ Res Public Health 2019;16(16):2882.
14. Radkiewicz P, Widerszal-Bazyl M. Psychometric properties of Work Ability Index in the light of comparative survey study. Int Congr Ser 2005;1280:304–309.
15. Abdolalizadeh M, Arastoo AA, Ghsemzadeh R, Montazeri A, Ahmadi K, Azizi A. The psychometric properties of an Iranian translation of the Work Ability Index (WAI) questionnaire. J Occup Rehabil 2012;22(3):401–408.
16. Alexopoulos E, Merekoulias G, Gnardellis C, Jelastopulu E. Work Ability Index: validation of the Greek version and descriptive data in heavy industry employees. Br J Med Med Res 2013;3(3):608–621.
17. Adel M, Akbar R, Ehsan G. Validity and reliability of Work Ability Index (WAI) questionnaire among Iranian workers; a study in petrochemical and car manufacturing industries. J Occup Health 2019;61(2):165-174.
18. Freyer M, Formazin M, Rose U. Factorial Validity of the Work Ability Index among employees in Germany. J Occup Rehabil 2019;29(2):433-442.
19. Bascour?Sandoval C, Soto?Rodriguez F, Munoz?Poblete C, Nasri Marzuca?Nassr GN. Psychometric properties of the Spanish version of the Work Ability Index in working Individuals. J Occup Rehabil 2020;30(2):288-297.
20. Rodríguez IM, Knox ECL, Hernández CO, Codina AD, The esTAR Group. Psychometric properties of the Work Ability Index in health centre workers in Spain. Int J Environ Res Public Health 2021;18(24):12988.
21. Pucci RLA, Silva AM, Padula RS. Factorial analysis of the Brazilian-Portuguese version of the Work Ability Index, reproducibility and validity of the single item and the short version for online application. Braz J Phys Ther 2024;28(2):101060.
22. American Educational Research Association; American Psychological Association; National Council on Measurement in Education. Standards for educational and psychological testing. Washington, DC: American Educational Research Association; 2014. 230 p.
23. Martinez MC, Latorre MRDO, Fischer FMF. Capacidade para o trabalho e intenção de saída da profissão na enfermagem de São Paulo. Rev Enferm UERJ 2021;29:e57941.
24. Kujala V, Remes J, Ek E, Tammelin T, Laitinen J. Classification on Work Ability Index among young employees. Occup Med 2005;55:399-401.
25. Alves MGM, Chor D, Faerstein E, Lopes CS, Wenerck GL. Short version of the “job stress scale”: a Portuguese-language adaptation. Rev Saúde Pública 2004;38(2):164-171.
26. Chor D, Werneck GL, Faerstein E, Alves MGM, Rotenberg L. The Brazilian version of the effort reward imbalance questionnaire to assess job stress. Cad Saúde Pública 2008;24(1):219-224.
27. Coluci MZO, Alexandre NMC. Adaptação cultural de instrumento que avalia atividades do trabalho e sua relação com sintomas osteomusculares. Acta Paul Enferm 2009;22(2):149-154.
28. Polit DF. Assessing measurement in health: Beyond reliability and validity. Int J Nurs Stud 2015; 52(11):1746-1753.
29. Mokkink LB, Prinsen CAC, Patrick DL, Alonso J, Bouter LM, de Vet HCW, Terwee CB. COSMIN Study Design checklist for patient-reported outcome measurement instruments – version July 2019. Netherlands: COnsensus-based Standards for the selection of health Measurement INstruments – COSMIN [book on the Internet] 2019 [cited 2024 Apr 26]. Available from: https://www.cosmin.nl/wp-content/uploads/COSMIN-study-designing-checklist_final.pdf
30. Damásio BF. Uso da análise fatorial exploratória em psicologia. Aval Psicol 2012;1192):213-228.
31. Lorenzo-Seva U, Ferrando PJ. Terragona: Manual of the program FACTOR v. 9.20. Tarragona: Universitat Rovira i Virgili [manual on the Internet] 2013 [cited 2024 Apr 26]. Available from: https://psico.fcep.urv.cat/utilitats/factor/documentation/Manual-of-the-Factor-Program-v92.pdf
32. Colwell SR. The composite reliability calculator [calculator on the Internet] 2016. [cited 2023 Jun 08]. Available from: http://www.thestatisticalmind.com/composite-reliability/
33. Ellis JE. Conducting and reporting factor analysis. In: Factor analysis and item analysis. Nijmegen: Applying statistics in behavioural research [book on the Internet]; 2017 [cited 2024 Apr 26]. Available from: https://www.applyingstatisticsinbehaviouralresearch.com/documenten/factor_analysis_and_item_analysis_version_11_.pdf
34. Stensen K, Lydersen S. Internal consistency: from alpha to omega? Tidsskr Nor Laegeforen 2022;142(12).
35. Bethge M, Radoschewski FM, Gutenbrunner C. The Work Ability Index as a screening tool to identify the need for rehabilitation: longitudinal findings from the Second German Sociomedical Panel of Employees. J Rehabil Med 2012;44(11):980–987.
36. Silva Jr SHE, Vasconcelos AGG, Griep RH, Rotenberg L. Validade e confiabilidade do índice de capacidade para o trabalho (ICT) em trabalhadores de enfermagem. Cad Saúde Pública 2011;27(6):1077-1087.
37. Lorenzo-Seva U, Ferrando PJ. Robust Promin: a method for diagonally weighted factor rotation. Liberabit 2019;25(1):99-106.
38. Kerlinger FN. Foundations of behavioral research. New York: CBS College Publishing; 1986. 667 p.
39. Rashid M, Heiden M, Nilsson A, Kristofferzon ML. Do work ability and life satisfaction matter for return to work? Predictive ability of the work ability index and life satisfaction questionnaire among women with long-term musculoskeletal pain. BMC public health 2021;21(1):584.
40. Abdelrehim MG, Eshak ES, Kamal NN. The mediating role of work-family conflicts in the association between work ability and depression among Egyptian civil workers. J Public Health (Oxf) 2022;45(2):e175-e183.
41. McCarthy GS, Truxillo DM, O’Shea DE, Brady GM, Cadiz DM. The development and validation of a multidimensional perceived Work Ability Scale. J Occup Health Psychol 2024;29(2):90-112.
42. Martinez MC, Latorre MRDO, Fischer FM. Testando o Modelo da Casa da Capacidade para o Trabalho entre profissionais do setor hospitalar. Rev Bras Epidemiol 2016;19(02):403-418.
43. Ilmarinen J, Gould R, Jäevikoski A, Järvisalo J. Diversity of work ability. In: Gould R, Ilmarinen J, Järvisalo J, Koskinen S, editors. Dimensions of work ability: Results of the Health 2000. Vaasa: Waasa Graphics Oy [report on the Internet] 2008 p. 13-24 [cited 2024 Apr 26]. Available from: https://www.julkari.fi/handle/10024/78055
Capacidade para o trabalho – CT é entendida como uma condição resultante da combinação entre recursos humanos em relação às demandas físicas, mentais e sociais do trabalho, cultura organizacional e ambiente de trabalho1. Esse conceito é expresso como “quão bem está, ou estará, um(a) trabalhador(a) presentemente ou num futuro próximo, e quão capaz ele ou ela podem executar seu trabalho em função das exigências, de seu estado de saúde e capacidades físicas e mentais”1.
A CT caracteriza-se como um indicador relevante da saúde do trabalhador, incorporando aspectos relativos à saúde física, bem-estar psicossocial, competência individual e condições do trabalho1. Tem valor preditivo para diversos desfechos, incluindo qualidade de vida e bem-estar, absenteísmo e presenteísmo, desempenho, adoecimento, desligamento do empego, aposentadoria, abandono da profissão e mortalidade2-8.
As transições demográfica e epidemiológica, pelas quais o Brasil vem transitando ao longo das últimas décadas, intensificam questões críticas em termos da CT e empregabilidade do trabalhador em fase de envelhecimento e, também, dos mais jovens7,9,10. A relevância da CT também se amplia no contexto do trabalho decente e das mudanças no mundo do trabalho, com fragmentação das relações trabalhistas, precarização das condições do trabalho, intensificação do uso de tecnologias de informação e comunicação, alterações ambientais, pandemias, movimentos migratórios e questões de gênero11.
O Índice de Capacidade para o Trabalho – ICT é um instrumento que mensura a CT a partir das percepções do próprio trabalhador, possibilitando avaliar e detectar precocemente alterações e subsidiar o direcionando medidas preventivas nos âmbitos individual e coletivo1,12,13. O ICT foi estruturado pelo Finnish Institute of Occupational Health (Instituto Finlandês de Saúde Ocupacional) – FIOH na década de 1980, a partir de estudos sobre o envelhecimento da população trabalhadora e sustentabilidade do sistema previdenciário1,13.
A partir de então, o ICT vem sendo amplamente utilizado em pesquisas no mundo todo, tendo sido traduzido para mais de 30 línguas13. Ao longo das últimas décadas, foram realizados diversos estudos avaliando as propriedades de medida do instrumento14-21. No Brasil, os estudos focando a CT iniciaram após a tradução e adaptação do ICT para o português falado no Brasil, em 19961, e a primeira avaliação da validade e confiabilidade do instrumento ocorreu em 200912. O estudo de 2009 foi realizado junto a uma amostra de trabalhadores do setor elétrico do estado de São Paulo, predominantemente masculina (90,9%) e jovem (mediana etária de 37,0 anos), e o ICT mostrou propriedades de medida satisfatórias em termos de validade de construto, de critério e confiabilidade12.
Um ponto a considerar é que os estudos para avaliação da validade do ICT adotaram diferentes métodos, demonstrando propriedades de medida satisfatórias, porém às vezes com resultados distintos, em especial, quanto à estrutura fatorial14-21. Outro ponto relevante é que, desde a criação do ICT e de sua adaptação para uso no Brasil, muitas mudanças ocorreram nas condições e relações de trabalho, na estrutura demográfica da população e nas suas condições de saúde do país7,9,10. Além disso, o desempenho psicométrico de um instrumento pode se modificar ao longo do tempo, e sofrer influência de diversos fatores, incluindo mudanças em contextos e situações sociais22. Considerando estes aspectos, este estudo tem como objetivo reavaliar as propriedades de medida da versão em português do ICT, como indicador de saúde do trabalhador, junto a uma população de trabalhadores de enfermagem do estado de São Paulo.
Métodos
Desenho do estudo, população de estudo e amostra
Foi realizado estudo transversal com 3.051 profissionais de enfermagem ativos, do Estado de São Paulo. Havia 495.602 profissionais (25,0% do contingente do Brasil), com inscrição ativa no Conselho Regional de Enfermagem de São Paulo (Coren-SP), distribuídos em 14 subseções regionais, na ocasião da coleta dos dados. Foi critério de exclusão não ter endereço eletrônico válido cadastrado no Coren-SP (cerca de 17,0% dos profissionais). Entre os 411.162 elegíveis, 1,0% aderiram ao estudo (3.993 pessoas), sendo que destes, 3.051 (76,4%) eram ativos na profissão, totalizando uma taxa de participação de 0,74%. A opção por essa população de estudo se deu porque a enfermagem é uma categoria profissional sujeita a cargas físicas e mentais de trabalho relevantes, que atuam comprometendo a CT2,7. Além disso, operacionalmente, foi possível o acesso à totalidade da população elegível.
A análise das perdas, usando o teste qui-quadrado, mostrou que houve diferenças entre os participantes e não participantes quanto à faixa etária menor de 40 anos (50,1% vs 48,3%, p=0,046), residentes na capital (36,8% vs 35,0%, p=0,049) e categoria profissional enfermeiros (61,6% vs 26,8%, p<0,001). Outra análise com essa mesma amostra evidenciou elevada frequência de exposição a fatores de risco para ocorrência de estresse, adoecimento, incapacidade laboral e intenção de saída da profissão, e detalhes estão em outra publicação23.
Coleta de dados
A coleta de dados ocorreu entre outubro de 2018 a março de 2019. O Coren-SP enviou mensagem à toda população elegível por meio de correio eletrônico, contendo informações sobre a pesquisa e o link de acesso a um Formulário Google via Internet, além de mais duas postagens estimulando a participação.
O formulário foi composto por módulos. O primeiro módulo continha questões sobre características sociodemográficas (sexo, idade, renda familiar mensal), estilo de vida (tabagismo, consumo alcoólico de risco avaliado pelo e questionário CAGE, prática de atividade física, índice de massa corporal e qualidade do sono), histórico ocupacional (categoria profissional, trabalho noturno, jornada de trabalho semanal, história recente de doença/acidente relacionada ao trabalho nos últimos 12 meses, e intenção de saída da enfermagem).
O segundo módulo foi a versão brasileira do ICT, composto por 10 questões, que são sintetizadas em 7 dimensões: (1) “capacidade para o trabalho atual e comparada com a melhor de toda a vida”, por meio de 1 questão com escore de 0 a 10 pontos; (2) “capacidade para o trabalho em relação às exigências do trabalho”, por meio de duas questões que consideram a natureza do trabalho (físico, mental ou misto) e que, ponderadas, fornecem um escore de 2 a 10 pontos; (3) “número atual de doenças autorreferidas e diagnosticadas por médico”, com resultado obtido a partir de uma lista de 51 doenças, definindo um escore de 1 a 7 pontos; (4) “perda estimada para o trabalho devido a doenças”, obtida a partir de 1 questão com escore variando de 1 a 6 pontos; (5) “faltas ao trabalho por doenças”, obtida a partir de uma questão sobre o número de faltas, categorizada em 5 grupos, com escore variando de 1 a 5 pontos; (6) “prognóstico próprio sobre a capacidade para o trabalho”, obtida a partir de uma questão com pontuação de 1, 4 ou 7 pontos; e (7) “recursos mentais”, a partir de um escore de 1 a 4 pontos obtido pela ponderação das respostas de 3 questões1. Os resultados das 7 dimensões fornecem uma medida da capacidade para o trabalho que varia de 7 a 49 pontos. As instruções para cálculo do escore são encontradas em Tuomi et al. (2005)1. O escore foi categorizado em CT ótima, boa, moderada ou baixa. Para trabalhadores com até 35 anos de idade, os pontos de corte foram: excelente – 45 a 49, boa – 41 a 44,9, moderada – 37 a 40,9 e baixa – 7 a 36,9. Para trabalhadores com 35 anos ou mais, os pontos de corte foram: excelente – 44 a 49, boa – 37 a 43,9, moderada – 28 a 36,9, e baixa – 7 a 27,924.
O módulo seguinte consistiu em instrumentos para avaliar as condições psicossociais e físicas do trabalho. O desgaste psicossocial no trabalho foi mensurado pela Escala Estresse no Trabalho (EET), adaptação para uso no Brasil do Job Content Questionnaire, baseado no Modelo Demanda-Controle, com 17 questões abrangendo as dimensões demandas, controle e apoio social25. As dimensões foram dicotomizadas pelo ponto médio de cada escore. Demanda e controle foram combinados em 4 categorias: trabalho com alto desgaste, trabalho ativo, trabalho com baixo desgaste e trabalho passivo23,25.
Os estressores do ambiente psicossocial do trabalho foram avaliados por meio da versão brasileira do questionário Desequilíbrio Esforço-Recompensa, estruturado sobre o modelo teórico Effort-Reward Imbalance (ERI), composto por 23 questões abrangendo 3 dimensões: esforços, recompensas e excesso de comprometimento26. Para classificação do desequilíbrio é calculada a razão entre esforço e recompensa e multiplicada por 6/11, fornecendo um coeficiente variando de 0,17 a 5,00 pontos, onde valores maiores que 1,0 indicam desequilíbrio entre esforços e recompensas26.
Foi utilizado o questionário Atividades Relacionadas Ao Trabalho Que Podem Contribuir Para Dor e/ou Lesão, versão validada para uso no Brasil do Work-Related Activities That May Contribute To Job-Related Pain and/or Injury (WRAPI), para avaliar características do ambiente físico que pudessem contribuir para o desenvolvimento de agravos musculoesqueléticos, fornecendo um escore de 0 a 150 pontos27. Os escores foram categorizados em tercis23.
O último módulo, para avaliar a intensão de saída da profissão – ISP, adotou a tradução da questão do NEXT-Study "Com que frequência durante os últimos 12 meses você pensou em deixar enfermagem?"2. A variável foi dicotomizada em têm intenção de deixar a profissão (consideram a possibilidade diversas vezes no mês ou mais frequentemente) e não têm intenção de deixar a profissão (consideram a possibilidade algumas vezes por ano ou nunca)2.
Análises estatísticas
Inicialmente foi realizado o teste de Shapiro-Francia, que demonstrou que o escore do ICT e das demais variáveis quantitativas contínuas não tinham aderência à distribuição normal, determinando o uso de testes estatísticos não paramétricos. Em seguida foi feita a análise descritiva por meio das médias, desvios-padrão, valores mínimos e máximos e quartis dos escores das variáveis quantitativas, e proporções para as variáveis qualitativas.
Para avaliação das propriedades de medida do ICT optou-se por 3 tipos de análises: (1) validade de construto baseada em testes de hipóteses, por meio de análise discriminativa de grupos conhecidos, (2) validade de construto por meio da avaliação da estrutura interna, e (3) confiabilidade por meio da avaliação da consistência interna22,28,29. A análise da validade de conteúdo foi realizada e está apresentada em publicação anterior1.
Para a validade de construto baseada na análise discriminativa de grupos conhecidos, foram adotados testes de comparação das médias utilizando os testes Mann-Whitney para variáveis qualitativas com 2 categorias e teste de Kruskal-Wallis para variáveis com 3 ou mais categorias e teste post hoc de Tukey. As variáveis analisadas foram sexo, faixa etária, renda familiar mensal, tabagismo, consumo alcoólico de risco, prática de atividade física, índice de massa corporal, qualidade do sono, insônia, categoria profissional, trabalho noturno, jornada de trabalho semanal, história recente de acidente ou doença relacionada ao trabalho nos últimos 12 meses, intenção de saída da enfermagem e condições de trabalho (EET, ERI e WRAPI). A seleção dessas variáveis se deu por ser conhecida em literatura a sua abordagem, associação ou valor preditivo em relação à CT1-9,23.
Para a validade de construto por meio da avaliação da estrutura interna do ICT, foi realizada a Análise Fatorial Exploratória (AFE), com base nos procedimentos propostos por Damásio (2012)30 e Lorenzo-Seva & Ferrando (2013)31. Esta análise teve por objetivo verificar se os 3 fatores identificados no estudo anterior realizado no Brasil seriam confirmados nesta população: (1) recursos mentais, (2) presença de doenças e restrições decorrentes do estado de saúde, e (3) percepção do trabalhador sobre sua CT12. Foram seguidos os passos: (a) matriz de correlação policórica, técnica de análise fatorial robusta e método de extração pelos mínimos quadrados robustos ponderados na diagonal (RDWLS); (b) definição do número de fatores a ser retido por meio da Análise Paralela (AP), com permutação aleatória dos dados observados e rotação Robust Promin; (c) avaliação da adequação do uso da AFE ao conjunto dos dados por meio do teste de esfericidade de Bartlett e pela medida de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO); (d) a adequação do modelo obtido foi avaliada por meio dos índices Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA), Comparative Fit Index (CFI), e Tucker-Lewis Index (TLI); (e) a confiabilidade da estrutura fatorial e a estabilidade dos fatores foi avaliada por meio do índice de fidedignidade composta (FC), do índice Overall Reliability of fully-Informative prior Oblique N-EAP scores (ORION), da estimativa do Índice H generalizado (H-Observado), e do Factor Determinacy Index (FDI); (f) a unidimensionalidade do questionário foi avaliada pelos indicadores Unidimensional Congruence (UniCo), Explained Common Variance (ECV) e Mean of Item Residual Absolute Loadings (MIREAL).
Uma nova avaliação da confiabilidade foi feita por meio da análise da consistência interna dos itens do questionário, utilizando-se os coeficientes alfa de Cronbach e ômega de McDonald.
A escolha dessas estratégias de análise está alinhada com premissas de literatura22,28-31. Em todas as análises, considerou-se o nível de significância de 5,0%.
Softwares utilizados
A coleta dos dados utilizou o aplicativo Google Forms. Em seguida os dados foram exportados para o programa Excel e posteriormente para o software STATA versão 14 para verificação da consistência (completude e qualidade dos dados), recodificação, análises descritivas e testes de associação e correlação. Para realização da AFE foi adotado o Programa Factor versão de 11.05.01. Para cálculo do índice de confiabilidade composta foi utilizado o Composite Reliability Calculator31. Para cálculo dos coeficientes alfa e ômega foi utilizado o JAMOVI.
Aspectos éticos
O estudo foi aprovado pela Diretoria do Coren-SP e pelo Comitê de Ética e Pesquisa da Universidade de São Paulo (nº 2.614.513). Foi realizado de acordo com os princípios da Declaração de Helsinki e da Associação Médica Mundial. A participação dos trabalhadores foi voluntária, e a confidencialidade dos dados individuais foi garantida. Somente após registro na opção de aceite do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido no formulário eletrônico era liberado o acesso ao preenchimento do restante do formulário. Em adesão às premissas de segurança da informação do Coren-SP, os pesquisadores não tiveram acesso às bases de dados cadastrais, endereço eletrônico ou identificação nominal dos profissionais, o que impossibilitou a verificação de dupla participação.
Resultados
A população de estudo foi predominantemente feminina (85,6%), A média da idade foi de 40,8 anos (dp=10,0), variando de 18,0 a 83,0 anos, com 1º quartil de 33,0, mediana de 39,0 e 3º quartil de 48,0 anos. Quanto à categoria profissional, 61,6% eram enfermeiros, 32,5% técnicos de enfermagem, e 5,9% auxiliares ou atendentes de enfermagem. A presença de estressores do trabalho foi de 86,8% de elevadas demandas, 17,3% de baixo controle, 16,2% de baixo apoio social, 24,3% de alto esforço, 17,8% de baixas recompensas, 45,1% de excesso de comprometimento, e 36,2% com elevada exposição a situações que favorecem a ocorrência de dor ou lesão. As cargas de trabalho foram 64,4% mistas, 31,6% predominantemente mentais, e 4,0% predominantemente físicas. Detalhes estão em outra publicação23.
O índice de capacidade para o trabalho apresentou média de 36,5 pontos (dp=6,0), variando de 14,0 a 49,0 pontos, com 1º quartil de 33,0, mediana de 37,0, e 3º quartil de 41,0 pontos. Quando o escore é categorizado, a distribuição foi de CT ótima (11,0%), boa (33,6%), moderada (36,4%) e baixa (19,0%), totalizando 55,4% de pessoas com CT comprometida.
Quanto às dimensões que compõem o ICT, apresentaram os seguintes resultados: na “capacidade para o trabalho atual comparada com a melhor de toda a vida” 72,8% dos profissionais ocuparam as 3 pontuações superiores. Na “capacidade para o trabalho em relação às exigências do trabalho” 58,3% ocuparam as 3 pontuações superiores. No “número atual de doenças diagnosticadas pelo médico” 6,1% dos trabalhadores não referiram presença de doenças (pontuação=7) e 60,1% informaram 5 ou mais doenças (pontuação=1). Na “perda estimada para o trabalho devido às doenças” 51,8% dos trabalhadores informaram que não têm nenhum impedimento/doença para realizar seu trabalho (pontuação=6). Nas “faltas ao trabalho por doenças nos últimos 12 meses” 54,6% dos trabalhadores negaram afastamento do trabalho por doenças nos últimos 12 meses (pontuação=5). No “prognóstico próprio sobre a capacidade para o trabalho” 70,3% dos trabalhadores consideraram que é bastante provável que daqui a 2 anos serão capazes de fazer o trabalho atual (pontuação=7). Nos “recursos mentais” 34,3% dos trabalhadores ocuparam a pontuação mais elevada em termos de recursos mentais (capacidade para apreciar as atividades diárias, percepção de estar ativo e alerta, sentimento de esperança para o futuro). Detalhes estão no Material Suplementar 1
Os grupos referentes aos agravos de saúde citados com diagnóstico médico mais frequentes citados no ICT foram as doenças musculoesqueléticas nas costas, braços, pernas ou outra parte (62,9%), distúrbios mentais (60,1%) e lesões ou acidentes de correntes de um acidente (58,9%). Detalhes estão no Material Suplementar 2.
Na análise de grupos conhecidos, todas as variáveis investigadas apresentaram associação estatisticamente significativa com o ICT, que foi capaz de discriminar os trabalhadores, com piores médias entre as mulheres sexo (p<0,001), idade a partir de 45 anos (p=0,032), renda familiar mensal inferior a 10,0 salários mínimos (p<0,001), tabagistas que pararam de fumar (p=0,026), com consumo alcoólico de risco (p<0,001), sedentários (p<0,001), com obesidade (p<0,001), qualidade do sono ruim (p<0,001) e com insônia (p<0,001), profissionais não enfermeiros (p<0,001), em trabalho noturno (p<0,001) cargas horárias de trabalho mais elevadas (p<0,001), com história de acidente ou doença relacionada ao trabalho (p<0,001), com intenção de saída da profissão (p<0,001), com condições de trabalho com presença de alto desgaste (p<0,001), desequilíbrio entre esforços e recompensas (p<0,001) e maior exposição à atividades que favorecem a ocorrência de dor ou lesão (p<0,001) (Tabela 1).
A AFE foi rodada inicialmente com três fatores, conforme estudo anterior realizado no Brasil12. Os resultados mostraram 3 fatores: O 1º fator foi composto pelas questões 8, 9 e 10, que representam a dimensão “recursos mentais”. O 2º fator foi composto pelas questões 2, 4, 5, 6 e 7, que contempla a percepção do trabalhador quanto a sua capacidade frente às exigências físicas do trabalho, capacidade futura e aspectos relativos à presença de doenças e restrições decorrentes do estado de saúde. O 3º fator foi composto pelas questões 1, 2 e 3 que representam a percepção do trabalhador quanto à percepção de sua CT. A questão 2 carregou em 2 fatores (Tabela 2). Nessa solução fatorial, o RMSEA (0,018) mostrou inadequação do modelo, o índice de fidedignidade composta esteve abaixo do esperado para os fatores 2 (0,779) e 3 (0,609), e a avaliação da unidimensionalidade do instrumento não confirmou a estrutura de 3 fatores (UniCO=0,961; MIREAL=0,289) (Tabela 3).
Então, foi rodado um novo modelo de AFE com 1 fator, no qual as 10 questões foram retidas na estrutura unidimensional com cargas fatoriais acima de 0,400, e não foi encontrado padrão de cargas cruzadas (Tabela 2). O teste de esfericidade de Bartlett (p=0,019) indicou que a matriz de correlação é favorável, e o KMO (0,879) sugeriu interpretabilidade muito boa da matriz de correlação dos itens. A avaliação da adequação do modelo unidimensional mostrou estrutura fatorial com índices de ajuste adequados: RMSEA=0,125 e TLI=0,900, porém com CFI=0,922 um pouco abaixo do esperado. A confiabilidade da estrutura unidimensional mostrou resultados favoráveis: índice de fidedignidade composta=0,872, ORION=0,882, H-observado=0,875, e FDI=0,939 (Tabela 3). A análise paralela confirmou a estrutura unidimensional do ICT, sendo que o fator único explicou 54,4% da variância dos dados reais (Figura 1).
Considerando que o valor esperado deve ser a partir de 0,70034, a análise da consistência interna da estrutura unidimensional apresentou resultados satisfatórios, com coeficiente alpha de Cronbach de 0,787 e ômega de McDonald de 0,819, e a exclusão de qualquer das questões não alterou o resultado. A estrutura com 3 fatores apresentou resultados insatisfatórios nos fatores 2 e 3 (Tabela 4).
Discussão
Esse estudo objetivou reavaliar as propriedades de medida da versão em português do ICT. Para tanto, optou-se por avaliar a validade de construto e a confiabilidade. Os resultados do estudo indicaram que, mais de quatro décadas após sua criação e frente a constantes modificações nas formas de organização do trabalho, o ICT continua apresentando propriedades de medida satisfatórias, com bom desempenho na capacidade de discriminar grupos conhecidos, na validade de sua estrutura unidimensional e na sua confiabilidade, sendo um instrumento válido e confiável para mensuração da capacidade para o trabalho no Brasil.
Apesar das diferenças nas populações de estudo e nas estratégias estatísticas adotadas, os resultados atuais reafirmam os achados do primeiro estudo brasileiro, de 2009, que naquela época já mostrou desempenho satisfatório na capacidade de mensuração do ICT12. O estudo de 2009 teve como amostra trabalhadores do setor elétrico do estado de São Paulo, predominantemente masculina (90,9%), jovem (mediana de 37,0 anos), fisicamente hígida (36,6% referiram não ter nenhuma doença diagnosticada por médico), com elevado nível de escolaridade, renda e benefícios em relação à população geral do estado, vínculo empregatício formal em empresa sólida, e o ICT com mediana de 43,0 pontos. No estudo atual, a população foi predominantemente feminina (85,6%), um pouco mais velha (mediana de 39,0 anos), com ocorrência relevante de agravos à saúde (6,1% referiram não ter nenhuma doença diagnosticada por médico), em especial musculoesqueléticos, decorrentes de lesões/acidentes e relacionados ao adoecimento mental. Também com elevado nível de escolaridade, porém com menor nível de renda, variados tipos de vínculo empregatício, e o ICT com mediana de 37,0 pontos. Embora a natureza das atividades seja distinta, ambas as populações de estudo tinham cargas de trabalho predominantemente mistas (físicas e mentais). Destaca-se que a atual população de estudo tem a percepção de exposição intensa e constante aos estressores do trabalho. Além disso, a predominância de trabalhadoras do sexo feminino traz atrelada uma questão de gênero. As mulheres frequentemente enfrentam tratamento diferenciado (pior) no local de trabalho, em comparação com os homens, devido à discriminação de gênero e de estereótipos. Além disso, as exposições ocupacionais a distintos riscos, tais como, riscos físicos e psicológicos de homens e mulheres diferem, influenciados por diferenças em seus papéis sociais, expectativas, responsabilidades, características biológicas e padrões de emprego11, o que pode aumentar a ocorrência de adoecimento e comprometimento da CT entre as mulheres.
A avaliação da validade de construto por meio de testes de hipóteses mostrou resultados adequados na análise discriminativa de grupos conhecidos. Dado que é necessário definir hipóteses prévias ao avaliar a validade de construto por meio da análise discriminativa28, a escolha das variáveis se deu porque sua associação e/ou valor preditivo ou relação à capacidade para o trabalho está demonstrado em literatura1-7,23. Os resultados obtidos nesse estudo foram compatíveis com as hipóteses prévias, com presença das associações esperadas para todas as variáveis analisadas: sociodemográficas (sexo, faixa etária, renda familiar mensal), estilos de vida (tabagismo, consumo alcoólico de risco, prática de atividade física), ocupacionais (categoria profissional, trabalho noturno, jornada de trabalho semanal), aspectos da saúde (índice de massa corporal, qualidade do sono, insônia, histórico de acidente ou doença relacionada ao trabalho), condições de trabalho (ambiente psicossocial e situações que podem gerar dor ou lesão musculoesquelética), e intenção de saída da enfermagem. No estudo inicial de 2009, a análise discriminativa considerou apenas a variável absenteísmo, sendo que o ICT apresentou média mais elevada (42,3 pontos) entre trabalhadores com baixo absenteísmo do que entre os demais (32,7 pontos)12. Nesse estudo atual, a análise discriminativa foi ampliada, incluindo um espectro mais amplo de variáveis.
A avaliação da validade de construto por meio da AFE não confirmou a hipótese prévia de 3 fatores, definida a partir do estudo de 200912, e mostrou que as questões que compõem o ICT definem uma estrutura interna unidimensional, com índices satisfatórios de ajuste do modelo, e a análise paralela confirmando a estrutura de 01 fator.
Esse resultado diverge de outros estudos que identificaram estruturas de 216,18 ou 3 fatores12,15,17,19,21. Porém é compatível com um estudo que identificou um único fator em 2 entre 10 países integrantes de uma amostra de profissionais de enfermagem14 e com um estudo junto a trabalhadores alemães35. Essas diferenças podem ser atribuídas aos diferentes métodos utilizados e populações investigadas. Alguns estudos avaliaram a estrutura de 10 questões12,15,17,21,36, e outros se detêm sobre as 7 dimensões do ICT16,18. Alguns estudos adotaram matriz de correlação de Pearson12,15-17, enquanto outros utilizaram correlações policóricas ou bisseriais18,36. Da mesma forma, alguns estudos utilizaram métodos de rotação ortogonal12,15,17,36, enquanto outros adotaram rotação oblíqua16,19,20,36. Também existem diferenças no tamanho e no tipo de populações analisadas, que variam quanto à categoria profissional, número e local de estudo. Por exemplo, um estudo com população específica de 236 profissionais de enfermagem com mais de 40 anos de idade no Irã15, o estudo de 2009 junto aos 475 trabalhadores do setor eletricitário no Brasil12, outro focando 103 trabalhadores de 103 diferentes profissões também no Brasil21, ou ainda um estudo com 38.000 enfermeiras de 10 países europeus14. Dessa forma, diferenças decorrem tanto da estabilidade estatística em amostras maiores, como influências de diferentes contextos laborais, demográficos, socioeconômicos e culturais, e das técnicas fatorais empregadas.
Ainda quanto a aspectos dos métodos, para a AFE, nesse atual estudo deu-se preferência à estrutura de 10 questões, pois são elas que compõem o instrumento, para depois serem agregadas em 7 dimensões e no escore final. No estudo de 2009 foi utilizada a análise fatorial confirmatória por meio da análise de componentes principais, adotando o processo varimax para a rotação da matriz12. Nesse estudo atual, foi utilizada a matriz de correlação policórica e método de extração RDWLS. A matriz policórica é indicada para itens ordinais, em especial quando as distribuições de frequência são assimétricas e a suposição de normalidade é violada, o mesmo se dando para adoção do RDWLS como método de extração dos fatores31,33,37. Também foi realizada a PA, que é um procedimento robusto para escolha do número de fatores, considerada acurada, porque é baseada em amostras, com a matriz hipotética sendo fatorada repetidas vezes30,31,33. Ela foi acompanhada pela rotação diagonal oblíqua robusta promin, visto que rotações oblíquas não estipulam a obrigatoriedade de total independência entre os fatores, sendo preferenciais nas áreas das ciências humanas; e a promin oferece uma solução de rotação interpretável e estável, indicada quando o método de extração é o DWLS30,37. Os índices de avaliação da solução fatorial mostraram que a técnica escolhida apresentou resultados adequados.
A estrutura unidimensional identificada pela AFE alinha-se empiricamente ao construto capacidade para o trabalho, que é entendido como uma condição resultante da combinação entre recursos humanos em relação às demandas físicas, mentais e sociais do trabalho, cultura organizacional e ambiente de trabalho1. Nesse sentido, a CT como um todo é um desfecho resultante de um processo multifatorial complexo envolvendo elementos internos e externos ao trabalhador e que interagem entre si1,12,13. Além disso, o ICT foi estruturado originalmente sem subdimensões, porém integrando, em um escore único, itens que avaliam diferentes aspectos relevantes da CT (percepção da CT, adoecimento e limitação por doença, prognóstico próprio e recursos mentais)1. Outro aspecto é que os 3 fatores previstos inicialmente contariam com 3 ou 4 itens cada um, o que pode conferir pouca estabilidade estatística.
Os resultados desse estudo mostraram que o ICT continua apresentando validade de construto satisfatória em sua versão para uso no Brasil, tanto na análise discriminativa como na avaliação de sua estrutura fatorial. Esse tipo de validade de construto é considerada a principal forma de validação de um instrumento, verificando a adequada representação do construto28,38.
A estrutura do ICT com 3 fatores apresentou consistência interna insatisfatória em 2 fatores, enquanto a estrutura unidimensional teve resultados adequados. O desempenho ruim da estrutura de 3 fatores pode ser explicado pelo pequeno número de questões em cada fator. Uma escala deve incluir um número suficiente de perguntas para medir o fator subjacente; e o coeficiente alfa é influenciado pela ausência de distribuição normal nas correlações e pelo número de questões, podendo aumentar de acordo com o aumento de itens, sendo o ômega menos influenciado por esses aspectos34.
Estudos anteriores conduzidos em diferentes grupos laborais, demonstraram resultados favoráveis na avaliação da confiabilidade do ICT usando as 10 questões, com alfa de Cronbach e/ou ômega de McDonald acima de 0,70. Exemplos são enfermeiras europeias14, profissionais de enfermagem brasileiros36, o estudo de 2009 com eletricitários brasileiros12, petroquímicos iranianos17, trabalhadoras suecas em afastamento laboral por incapacidade39, ou trabalhadores civis egípcios40, entre outros.
Dessa forma, tanto do ponto de vista conceitual como pela composição das escalas e subescalas, a versão unidimensional é mais favorável, resultado esse que também é corroborado pelos índices UniCO e MIREAL da AFE.
Apesar das críticas relativas à base teórica da CT e à dimensionalidade do ICT41, o conceito de CT foi baseado na teoria estresse-desgaste12,36 and no modelo teórico da Casa da Capacidade para o Trabalho, que apresenta evidências de validade42,43. Isso é particularmente relevante quando se considera o reconhecido valor preditivo do ICT para desfechos em saúde do trabalhador2-8.
As implicações da confirmação da estrutura unidimensional do ICT se dão na sua aplicação como indicador “proxy” da saúde do trabalhador, como instrumento de preenchimento rápido e simples e de baixo custo12. Isso se deve porque os resultados do ICT podem ser utilizados em nível individual para identificar trabalhadores com comprometimento da CT e direcionar ações para restaurar ou melhorar essa condição. Os resultados no nível coletivo permitem identificar situações de risco e estabelecer prioridades para o direcionamento de medidas preventivas1,12,13.
O ICT, como proxy de saúde do trabalhador, pode ser adotado como indicador-chave de desempenho (Key Performance Indicator), integrando a saúde do trabalhador à visão de negócios e estratégia organizacional. Além disso, resultados coletivos podem auxiliar a tomada de decisão em políticas públicas tanto para grupos laborais específicos como na revisão de sistemas previdenciários e de saúde e na promoção da empregabilidade1,2,19.
Como limitação, esse estudo foi desenvolvido em uma população específica (profissionais de enfermagem), que conta com inserção ocupacional e características laborais próprias e, portanto, a generalização dos resultados deve ser feita com cautela. Outra limitação é que, nesse atual estudo não foi possível realizar a análise da validade de critério, pela falta de uma variável representativa de um critério de comparação para a CT, diferindo do estudo 2009. Neste, uma avaliação genérica de saúde por meio do questionário SF-36 mostrou correlação positiva e significativa do ICT com todas as dimensões da saúde avaliadas12.
Um ponto relevante é que, mesmo passados mais de 40 anos da criação do ICT e de sua ampla utilização, ainda não existem estudos nacionais brasileiros para validação dos pontos de corte do escore. Os pontos de corte disponíveis foram definidos com base em resultados de trabalhadores finlandeses em fase de envelhecimento, próximo aos 50 anos de idade1. Há também uma proposta para trabalhadores finlandeses mais jovens, com idade próxima aos 35 anos, para evitar a superestimação da CT nesse grupo etário23. Como os trabalhadores brasileiros se diferenciam dos finlandeses nas condições de vida e de trabalho, é recomendado dar preferência ao uso do escore global do ICT ou de sua categorização ajustada pela proposta de Kujala et al. (2005)24 para os mais jovens12.
Sugere-se a realização de novos estudos junto a outros grupos laborais, buscando fortalecer a validade externa do ICT, bem como estudos com amostras representativas da população trabalhadora brasileira para verificação dos pontos de corte do escore do ICT em diferentes faixas etárias.
Conclusões
O ICT continua apresentando propriedades de medida satisfatórias no atual contexto brasileiro do trabalho, com bom desempenho na capacidade de discriminar grupos conhecidos, na validade de sua estrutura unidimensional e na sua confiabilidade, corroborando ser uma opção adequada para avaliação da capacidade para o trabalho tanto em abordagens individuais como em inquéritos populacionais.
References
1. Tuomi K, Ilmarinen J, Jahkola A, Katajarinne L, Tulkki A. Índice de capacidade para o trabalho. São Carlos: EDUFSCAR; 2005.
2. Hasselhorn H-M, Müller BH, Tackenberg P, editors. Nurses Early Exit Study – NEXT. NEXT Scientific Report—July 2005. EU-Project No QLK6-CT-2001-00475. Wuppertal: University of Wuppertal [report on the Internet] 2005 [cited 2024 Apr 26]. Available from:https://www.researchgate.net/publication/260592268_Next_Scientific_Report_July_2005
3. Reeuwijk KG, Robroek SJW, Niessen MAJ, Kraaijenhagen RA, Vergouwe Y, Burdorf A. The Prognostic Value of the Work Ability Index for Sickness Absence among Office Workers. PLoS ONE. 2015;10(5):e0126969.
4. Wagenaar AF, Kompier MAJ, Houtman ILD, van den Bossche SNJ, Taris TW. Who gets fired, who gets re-hired: The role of workers’ contract, age, health, work ability, performance, work satisfaction and employee investments. Int Arch Occup Environ Health 2015;88(3):321–334.
5. Lundin A, Leijon O, Vaez M, Hallgren M, Torgén M. Predictive validity of the Work Ability Index and its individual items in the general population. Scand J Work Environ Health 2017;45(4):350-356.
6. Boissonneault M, de Beer J. Work ability trajectories and retirement pathways: a longitudinal analysis of older American workers. J Occup Environ Med 2018;60(7):e343–e348.
7. Martinez MC, Fischer FM. Work ability and job survival: four-year follow-up. Int J Environ Res Public Health 2019;16(17):3143.
8. Elovainio M, Laaksonen M, Sakari K, Aalto A-M, Jääskeläinen T, Rissanen H, Koskinen S. Association of short poor work ability measure with increased mortality risk: a prospective multicohort study. BMJ Open 2022;12:e065672.
9. Felix J. O idoso e o mercado de trabalho. In: Alcântara AO, Camarano AM, Giacomon KC, editores. Política nacional do idoso: velhas e novas questões. Rio de Janeiro: Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada – Ipea [livro na Internet] 2016. p. 241-263 [cited 2024 Apr 26]. Disponível em: https://repositorio.ipea.gov.br/handle/11058/7253
10. Santos GT, Salcedo GM, Guimarães LHV, Baêta PVL, Braga JO. A integralidade no mercado de trabalho: desafios e potencialidades. Revista Ibero-Americana De Humanidades, Ciências E Educação 2022;8(12):505-528.
11. Schulte PA, Iavicoli I, Fontana L, Leka S, Dollard MF, Salmen-Navarro A, Salles FJ, Olympio KPK, Lucchini R, Fingerht M, Violante FS, Seneviratne M, Oakman J, Lo O,Alfredo CH, Bandini M, Silva-Junior JS, Martinez MC, Cotrim T, Omokhodion F, Ficher FM. Occupational safety and health staging framework for decent work. Int J Environ Res Public Health 2022;19(17):10842.
12. Martinez MC, Latorre MRDO, Fischer FM. Validade e confiabilidade da versão brasileira do Índice de Capacidade para o Trabalho. Rev Saúde Pública 2009;43(3):525-532.
13. Ilmarinen J. From work ability research to implementation. Int J Environ Res Public Health 2019;16(16):2882.
14. Radkiewicz P, Widerszal-Bazyl M. Psychometric properties of Work Ability Index in the light of comparative survey study. Int Congr Ser 2005;1280:304–309.
15. Abdolalizadeh M, Arastoo AA, Ghsemzadeh R, Montazeri A, Ahmadi K, Azizi A. The psychometric properties of an Iranian translation of the Work Ability Index (WAI) questionnaire. J Occup Rehabil 2012;22(3):401–408.
16. Alexopoulos E, Merekoulias G, Gnardellis C, Jelastopulu E. Work Ability Index: validation of the Greek version and descriptive data in heavy industry employees. Br J Med Med Res 2013;3(3):608–621.
17. Adel M, Akbar R, Ehsan G. Validity and reliability of Work Ability Index (WAI) questionnaire among Iranian workers; a study in petrochemical and car manufacturing industries. J Occup Health 2019;61(2):165-174.
18. Freyer M, Formazin M, Rose U. Factorial Validity of the Work Ability Index among employees in Germany. J Occup Rehabil 2019;29(2):433-442.
19. Bascour?Sandoval C, Soto?Rodriguez F, Munoz?Poblete C, Nasri Marzuca?Nassr GN. Psychometric properties of the Spanish version of the Work Ability Index in working Individuals. J Occup Rehabil 2020;30(2):288-297.
20. Rodríguez IM, Knox ECL, Hernández CO, Codina AD, The esTAR Group. Psychometric properties of the Work Ability Index in health centre workers in Spain. Int J Environ Res Public Health 2021;18(24):12988.
21. Pucci RLA, Silva AM, Padula RS. Factorial analysis of the Brazilian-Portuguese version of the Work Ability Index, reproducibility and validity of the single item and the short version for online application. Braz J Phys Ther 2024;28(2):101060.
22. American Educational Research Association; American Psychological Association; National Council on Measurement in Education. Standards for educational and psychological testing. Washington, DC: American Educational Research Association; 2014. 230 p.
23. Martinez MC, Latorre MRDO, Fischer FMF. Capacidade para o trabalho e intenção de saída da profissão na enfermagem de São Paulo. Rev Enferm UERJ 2021;29:e57941.
24. Kujala V, Remes J, Ek E, Tammelin T, Laitinen J. Classification on Work Ability Index among young employees. Occup Med 2005;55:399-401.
25. Alves MGM, Chor D, Faerstein E, Lopes CS, Wenerck GL. Short version of the “job stress scale”: a Portuguese-language adaptation. Rev Saúde Pública 2004;38(2):164-171.
26. Chor D, Werneck GL, Faerstein E, Alves MGM, Rotenberg L. The Brazilian version of the effort reward imbalance questionnaire to assess job stress. Cad Saúde Pública 2008;24(1):219-224.
27. Coluci MZO, Alexandre NMC. Adaptação cultural de instrumento que avalia atividades do trabalho e sua relação com sintomas osteomusculares. Acta Paul Enferm 2009;22(2):149-154.
28. Polit DF. Assessing measurement in health: Beyond reliability and validity. Int J Nurs Stud 2015; 52(11):1746-1753.
29. Mokkink LB, Prinsen CAC, Patrick DL, Alonso J, Bouter LM, de Vet HCW, Terwee CB. COSMIN Study Design checklist for patient-reported outcome measurement instruments – version July 2019. Netherlands: COnsensus-based Standards for the selection of health Measurement INstruments – COSMIN [book on the Internet] 2019 [cited 2024 Apr 26]. Available from: https://www.cosmin.nl/wp-content/uploads/COSMIN-study-designing-checklist_final.pdf
30. Damásio BF. Uso da análise fatorial exploratória em psicologia. Aval Psicol 2012;1192):213-228.
31. Lorenzo-Seva U, Ferrando PJ. Terragona: Manual of the program FACTOR v. 9.20. Tarragona: Universitat Rovira i Virgili [manual on the Internet] 2013 [cited 2024 Apr 26]. Available from: https://psico.fcep.urv.cat/utilitats/factor/documentation/Manual-of-the-Factor-Program-v92.pdf
32. Colwell SR. The composite reliability calculator [calculator on the Internet] 2016. [cited 2023 Jun 08]. Available from: http://www.thestatisticalmind.com/composite-reliability/
33. Ellis JE. Conducting and reporting factor analysis. In: Factor analysis and item analysis. Nijmegen: Applying statistics in behavioural research [book on the Internet]; 2017 [cited 2024 Apr 26]. Available from: https://www.applyingstatisticsinbehaviouralresearch.com/documenten/factor_analysis_and_item_analysis_version_11_.pdf
34. Stensen K, Lydersen S. Internal consistency: from alpha to omega? Tidsskr Nor Laegeforen 2022;142(12).
35. Bethge M, Radoschewski FM, Gutenbrunner C. The Work Ability Index as a screening tool to identify the need for rehabilitation: longitudinal findings from the Second German Sociomedical Panel of Employees. J Rehabil Med 2012;44(11):980–987.
36. Silva Jr SHE, Vasconcelos AGG, Griep RH, Rotenberg L. Validade e confiabilidade do índice de capacidade para o trabalho (ICT) em trabalhadores de enfermagem. Cad Saúde Pública 2011;27(6):1077-1087.
37. Lorenzo-Seva U, Ferrando PJ. Robust Promin: a method for diagonally weighted factor rotation. Liberabit 2019;25(1):99-106.
38. Kerlinger FN. Foundations of behavioral research. New York: CBS College Publishing; 1986. 667 p.
39. Rashid M, Heiden M, Nilsson A, Kristofferzon ML. Do work ability and life satisfaction matter for return to work? Predictive ability of the work ability index and life satisfaction questionnaire among women with long-term musculoskeletal pain. BMC public health 2021;21(1):584.
40. Abdelrehim MG, Eshak ES, Kamal NN. The mediating role of work-family conflicts in the association between work ability and depression among Egyptian civil workers. J Public Health (Oxf) 2022;45(2):e175-e183.
41. McCarthy GS, Truxillo DM, O’Shea DE, Brady GM, Cadiz DM. The development and validation of a multidimensional perceived Work Ability Scale. J Occup Health Psychol 2024;29(2):90-112.
42. Martinez MC, Latorre MRDO, Fischer FM. Testando o Modelo da Casa da Capacidade para o Trabalho entre profissionais do setor hospitalar. Rev Bras Epidemiol 2016;19(02):403-418.
43. Ilmarinen J, Gould R, Jäevikoski A, Järvisalo J. Diversity of work ability. In: Gould R, Ilmarinen J, Järvisalo J, Koskinen S, editors. Dimensions of work ability: Results of the Health 2000. Vaasa: Waasa Graphics Oy [report on the Internet] 2008 p. 13-24 [cited 2024 Apr 26]. Available from: https://www.julkari.fi/handle/10024/78055
