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A estrutura fatorial de melhor ajuste para o DCSQ foi composta por quatro dimensões: demandas psicológicas, uso de habilidades, autonomia para decisão e apoio social

no trabalho. A dimensão controle no trabalho se subdividiu em dois fatores (uso de habilidades e autonomia para decisão, resultado semelhante ao encontrado por Hökerberg et al. (2010) em uma amostra com trabalhadores hospitalares e de restaurantes brasileiros, e por Chungkham et al. (2013), em amostra representativa da população trabalhadora da Suécia. Em outro estudo, realizado em uma amostra com 5.227 trabalhadores na Noruega, Sanne et al. (2005), encontraram um padrão de fatores semelhante, mas restrita aos homens de alto e mulheres de baixo status ocupacional, respectivamente.

Estudos de validação que utilizaram a versão original do modelo demanda-controle, o JCQ, confirmaram a mesma estrutura dimensional (KAWAKAMI; FUJIGAKI, 1996; SMITH et al., 1997; KARASEK et al., 1998; SCHREURS; TARIS, 1998; NIEDHAMMER, 2002).

O argumento para a combinação original de “uso de habilidades” e “autonomia para decisão” na dimensão controle reside no fato de que geralmente essas duas subescalas são altamente correlacionadas na maioria das profissões (SANNE et al., 2005), o que não foi verificado neste estudo, no qual a correlação entre as subescalas foi baixa, resultado diferente do encontrado por Pelfrene et al., (2001) em uma amostra com diferentes profissões. No referido estudo, os autores encontraram uma alta correlação entre o “uso de habilidades” e “autonomia para decisão”. No entanto, Sanne et al., (2005) sugerem que, para análise em grupos ocupacionais específicos, é preferível a análise separada das duas subdimensões do controle.

Em relação à estrutura dimensional, resultado bastante diferente foi encontrado por Mase et al. (2012) em um estudo com professores de berçário e trabalhadores de cozinha japonesa, no qual as demandas psicológicas de trabalho e os itens relacionados à subdimensão “uso de habilidades” permaneceram no mesmo fator. Os autores argumentam que a amostra era composta em sua maioria de professores do ensino infantil, e que o trabalho executado não envolvia uma série de rotinas fixas, mas sim eventos por vezes inesperados, por lidarem com crianças, o que, segundo eles, poderia causar demandas intelectuais qualitativas que podem ser analisadas por meio do uso de habilidades de alto nível e criatividade. Contudo, ressaltam que esta hipótese pode ser aplicável para algumas ocupações específicas, não sendo generalizável.

A utilização de métodos estatísticos diferentes pode ter sido um dos fatores responsáveis pela diferença nos resultados entre este estudo e o de Mase et. (2012). No presente estudo, utilizaram-se métodos específicos para dados ordinais, o que, segundo Brown (2006), permite uma avaliação mais adequada da validade dimensional do instrumento.

Nesta investigação, o item “trabalho repetitivo” da dimensão controle produziu desempenho psicométrico inadequado de acordo com os critérios adotados. Outros autores que utilizaram o DCSQ verificaram que este item apresentou cargas muito baixas (GRIEP et al., 2009; HÖKERBERG et al. 2010, MASE et al., 2012) ou não significativas (HÖKERBERG et al., 2010; CHUNGKHAM et al., 2013). A ausência de carga significativa para esse item foi verificada também em estudos que utilizaram o questionário original do modelo demanda-controle (KARASEK, 1979; SMITH et al., 1997; KARASEK et al., 1998; ESCRIBA-AGUIR et al., 2001; NIEDHAMMER, 2002; NIEDHAMMER et al., 2006; EUM et al., 2007).

Griep et al. (2009) consideram duas possíveis explicações para esse fato. Primeiro por esse item ter sido projetado com significado oposto em relação aos demais itens da subescala, o que segundo os autores, pode afetar a consistência interna caso a leitura e preenchimento do questionário não sejam realizados com cuidado. Segundo, também por considerar a possibilidade de que esse item não se encaixe bem na construção teórica da subescala “uso de habilidades”.

Outra possível explicação dada pelos autores consiste na percepção que a população estudada tem a respeito da repetição de tarefas. Para enfermeiros, ter que repetir tarefas não significa, necessariamente, falta de controle ou uso inadequado de habilidades, tendo em conta a natureza da atividade profissional (GRIEP, et al., 2009).

O mesmo raciocínio poderia ser feito para a profissão docente, considerando que apesar de, muitas vezes, o professor ter que realizar tarefas numa certa sequência, (preparação de aula, trabalho do conteúdo preparado, e avaliação do conteúdo ensinado), existe certa flexibilidade na forma e organização desse trabalho (CODO, 2006). Além disso, o atendimento a diferentes turmas e, muitas vezes, a diferentes escolas, pode fazer com que o professor não perceba seu trabalho como repetitivo.

Na dimensão demandas psicológicas os itens “tempo suficiente” e “exigências contraditórias” apresentaram as menores cargas fatoriais. Baixas cargas para esses itens também foram observadas em outros estudos (KARASEK, 1979; KARASEK et al., 1998; ESCRIBA-AGUIR et al., 2001; PELFRENE et al., 2001; NIEDHAMMER, 2002; SALE, KERR 2002; LI et al., 2004; NIEDHAMMER et al., 2006). No estudo de Karasek et al. (2007), no qual o JCQ e o DCSQ foram aplicados simultaneamente para uma mesma amostra sueca, os itens “tempo suficiente” e “trabalho repetitivo” resultaram em baixas cargas, mas os autores consideram que as diferentes distribuições nas respostas para esses dois itens podem

ser consequência de diferença na redação das perguntas e nas categorias de resposta para os itens.

Em estudo com trabalhadores suecos, Chungkham et al. (2013) encontraram baixas cargas para os itens “trabalho rápido” e “exigências contraditórias” e, em um estudo japonês, “exigências contraditórias” e “trabalho repetitivo” também apresentaram baixas cargas fatoriais (MASE et al., 2012). Sanne et al. (2005) consideram o item “exigências contraditórias” problemático e sugerem que a utilização desse item deve ser reavaliada nos questionários que utilizam o modelo demanda-controle (JCQ e DCSQ).

A consistência interna, medida por meio da confiabilidade composta e variância média extraída, apresentou níveis aceitáveis no modelo três, ainda que para a subdimensão uso de habilidades tenha apresentado valores um pouco abaixo dos considerados satisfatórios. Em estudo de Chungkham et al. (2013) que avaliou o mesmo modelo (com 16 itens, sem “trabalho repetitivo”), porém em uma amostra representativa da população sueca, os valores para confiabilidade composta foram inferiores aos do presente estudo para as dimensões demandas psicológicas e apoio social, e superiores para uso de habilidades e autonomia para decisão.

A retirada da dimensão apoio social no trabalho resultou em cargas mais baixas para quatro itens do DCSQ e piorou o ajuste do modelo. Com essa observação e do ponto de vista teórico, a dimensão apoio social foi mantida no estudo de fatores ocupacionais associados ao trabalho docente.

Em estudos de validação que utilizaram o modelo demanda-controle (JCQ e DCSQ), o papel desempenhado pelo apoio social no trabalho não está bem definido, sendo encontrados na literatura modelos que o consideram ou não nas análises. Em trabalhos que avaliaram a validade do JCQ, a maioria incluiu o apoio social (KAWAKAMI; FUJIGAKI, 1996; ESCRIBA-AGUIR et al., 2001; PELFRENE et al., 2001; NIEDHAMMER, 2002; CHENG et al., 2003; LI et al., 2004; EDIMANSYAH et al., 2006; EUM et al., 2007, ARAÚJO; KARASEK, 2008; CHOOBINEH; GHAEM; AHMEDINEJAD, 2011, HOANG et al., 2013). Por outro lado, outros estudos optaram pela exclusão dessa dimensão (SALE; KERR, 2002; FUJISHIRO et al., 2011).

Entre os estudos que utilizaram o DCSQ, alguns autores consideraram a dimensão apoio social em suas análises (SANNE et al., 2005; GRIEP et al., 2009; MASE et al., 2012 e CHUNGKHAM et al., 2013) Porém, no estudo de Hökerberg et al. (2010), a exclusão dos itens referentes ao apoio social produziu um melhor ajuste do modelo e essa dimensão foi excluída no modelo final. Porém, os autores ressaltam que a inclusão dessa dimensão pode ser

considerada na construção de estudos de validade através da análise de sua associação com as escalas de demanda e controle, bem como seu potencial papel como modificador de efeito em estudos de associação com estresse no trabalho.

Chungkham et al. (2013) testaram o ajuste do modelo tanto com como sem o apoio social no trabalho. Ambos os modelos apresentaram bons ajustes, e com a retirada dos itens referentes ao apoio, ocorreu melhoria significativa dos índices de ajuste do modelo. No entanto, os autores consideram que os dois modelos (com e sem apoio social) são igualmente bons, mas ressaltam que esses modelos não são estatisticamente comparávéis devido a um número diferente de fatores incluídos nas análises. Dessa forma, a preferência por um em detrimento de outro modelo deve ser guiada pela questão de pesquisa e adequabilidade do modelo (CHUNGKHAM et al., 2013).

Apesar de o tamanho da amostra ser suficiente em relação ao recomendado na literatura para análises baseadas em análise fatorial confirmatória (BROWN, 2006; HAIR et al., 2009), a amostra foi restrita a um grupo ocupacional específico, de forma que os resultados aqui encontrados podem não ser aplicáveis a trabalhadores de outras categorias profissionais.

Ressalta-se também que as comparações dos resultados deste estudo com os de outros autores são limitadas, pois existem poucos estudos de avaliação psicométrica do DCSQ que tenham utilizado modelagem de equações estruturais com estimador WLSMV, adequados para dados categóricos (BROWN, 2006; HAIR et al., 2009).

Por outro lado, avaliar a estrutura dimensional de questionários utilizando estimadores adequados confere maior parcimonialidade ao estudo e contribui na discussão da aplicabilidade de instrumentos avaliativos em ocupações específicas.

5.4 ASSOCIAÇÃO ENTRE AS CARACTERÍSTICAS OCUPACIONAIS E AS DIMENSÕES E