Satisfacción Laboral Genérica. Propiedades psicométricas de una escala para medirla Descargar este archivo (7 - La construcción psico-social del cuerpo ideal en gimnastas mexicanas.pdf)

Solana Salessi1 Alicia Omar2

Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas (CONICET)
Pontificia Universidad Católica Argentina - Universidad Nacional de Rosario Argentina

Resumen

El propósito del presente estudio fue adaptar y validar la escala de Satisfacción Laboral Genérica de Mac Donald y Mac Intyre para su empleo con trabajadores argentinos. El instrumento, que mide la satisfacción laboral independientemente del tipo de actividad del empleado, fue administrado a una muestra de 328 trabajadores de diferentes empresas. Análisis factoriales confirmaron la estructura unidimensional de la escala. La validez convergente del instrumento fue explorada mediante correlaciones entre los puntajes de satisfacción laboral y otras medidas organizacionalmente relevantes, tales como compromiso, confianza y cinismo organizacional. La confiabilidad de la escala fue estimada a través del método de consistencia interna y alcanzó niveles satisfactorios. La escala adaptada posee confiabilidad y validez, lo que la hace apropiada para ser usada con poblaciones hispanoparlantes.

Palabras clave: satisfacción laboral, adultos, propiedades psicométricas.

Abstract

The aim of this study was to adapt the Mac Donald & Mac Intyre’s Generic Work Satisfaction Scale for use with Argentineans workers. The instrument, which measures global work satisfaction, irrespective of the type of employee activity, was administered to a sample of 328 employees from different organizations. Factor analyzes confirmed the un-factorial structure of the scale. The convergent validity of the instrument was explored using correlations between the scores of general satisfaction, and other theoretically related constructs such as commitment, trust, and organizational cynicism. The reliability of the scale was estimated by the method of internal consistency, and reached satisfactory levels. The adapted scale has reliability and validity, which makes it suitable for use with Spanish-speaking populations.

Key words: Job Satisfaction, Adults, Psychometric Properties.

Introducción

La satisfacción laboral es una de las actitudes que mayor atención ha recibido por parte de los especialistas en comportamiento organizacional. Desde los primeros estudios sistemáticos (Hoppock, 1935) hasta las publicaciones más recientes (Chaudhuri & Naskar, 2014), la satisfacción en el trabajo ha sido considerada como un activo estratégico por su impacto favorable sobre los resultados organizacionales y el bienestar de los trabajadores. A nivel organizacional, las evidencias indican que contar con recursos humanos satisfechos es equivalente a disponer de empleados comprometidos y motivados (Omar, 2010). A nivel personal, se ha observado que la satisfacción laboral suele irradiarse a través de una suerte de efecto “contagio” (Wolfram & Gratton, 2014) a otros dominios vitales generando satisfacción con la familia y con la vida en general (Carlson, Hunter, Ferguson & Whitten, 2014).

Conceptualmente, la definición de la satisfacción laboral ha fluctuado entre la perspectiva afectiva y la cognitiva. Desde la óptica afectiva, se la ha considerado como un sentimiento positivo que experimenta un sujeto por el hecho de realizar un trabajo que le interesa, en un ambiente que le permite estar a gusto, y en el ámbito de una organización que le resulta atractiva (Judge & Klinger, 2008). Desde la óptica cognitiva, se la ha concebido como una evaluación objetiva, o un juicio mensurable acerca del propio trabajo (Weiss, 2002). En un intento por superar tal dicotomía, Judge y Kammeyer-Mueller (2012a) han propuesto una definición integral capaz de subsumir ambos aspectos en un concepto superador. En la actualidad, este enfoque multidimensional goza de gran consenso y ha sido adoptado por la mayoría de los investigadores (Schlett & Ziegler, 2014).

Operacionalmente, los instrumentos para medir satisfacción laboral, sean específicos o generales, se han centrado en la dimensión cognitiva (Dalal & Credé, 2013). Las escalas específicas miden la satisfacción en relación a un aspecto particular del ambiente laboral (salario, carga horaria, supervisión, etc.), en tanto que las generales, apuntan a obtener una evaluación genérica de la satisfacción del trabajador. Las escalas generales, a su vez, pueden ser uni o multidimensionales. Las escalas multidimensionales evalúan diferentes aspectos del trabajo y del ambiente laboral en forma independiente de los demás. Las unidimensionales exploran globalmente la actitud hacia el trabajo, ya sea a través de un único reactivo (usualmente variantes de la pregunta “¿cuán satisfecho está Ud. con su actual trabajo?”), o a través de una cantidad variable de ítems (Judge & Kammeyer‐Mueller, 2012b). Las escalas multidimensionales definen a la satisfacción global como el promedio de los puntajes obtenidos en las distintas dimensiones evaluadas (Tatsuse & Sekine, 2011). Esta metodología ha sido considerada una práctica indeseable desde el punto de vista conceptual (Dalal & Credé, 2013), ya que presupone que las facetas de la satisfacción se combinan de manera lineal y aditiva. Otro punto de conflicto es la falta de consenso respecto a qué constituye una faceta relevante, y cuántas facetas deberían ser incluidas en tales instrumentos. Motivo por el que los investigadores siguen incluyendo nuevos factores junto a los clásicamente considerados, incentivados por el interrogante de si aristas ignoradas previamente se han vuelto centrales a la luz de las transformaciones organizacionales y de la naturaleza cambiante del trabajo (Salessi, 2014).

Frente a tales controversias, el enfoque unidimensional se presenta como una alternativa  prometedora. Razón por la que varios autores (Russell et al., 2004) han recomendado el empleo de este tipo de escalas para la evaluación de la satisfacción laboral. Entre éstas, la Escala de Satisfacción Laboral Genérica (Mac Donald & Mac Intyre, 1997) se destaca por ser un instrumento parsimonioso y confiable. En comparación con otras escalas generales que oscilan entre 50 y 100 ítems (Smith Kendall & Hulin, 1969; Weiss Dawis, England, & Lofquist 1967), esta escala proporciona puntuaciones válidas y confiables con sólo 10 reactivos. Esto la convierte en un instrumento sencillo y práctico, apto para ser administrado en el mismo lugar de trabajo y a un amplio rango de ocupaciones. Al respecto, hay que tener en cuenta que así como se ha demostrado que las medidas basadas en un único ítem poseen adecuadas propiedades psicométricas (Dolbier, Webster, McCalister, Mallo, & Steinhardt, 2005), la valoración de varias facetas de un mismo constructo a través de un número relativamente pequeño de reactivos es un elemento que contribuye a incrementar la validez de cualquier instrumento (Loo, 2002).

La validación inicial de la escala (Mac Donald & Mac Intyre, 1997) fue realizada sobre una muestra de 885 trabajadores adultos, representantes de numerosas ocupaciones y organizaciones radicadas en la ciudad de Ontario. Los análisis factoriales exploratorios condujeron a retener 10 de los 44 ítems elaborados, los que mostraron aceptable consistencia interna (α = .77). Los análisis correlacionales, en tanto, confirmaron la validez de constructo en función de las significativas asociaciones encontradas con variables tales como estrés laboral y satisfacción con la vida. Hasta el momento, el instrumento ha sido adaptado para su empleo en algunos países europeos y asiáticos (Bai, Kwok, Chan, & Ho, 2013; van Saane, Sluiter, Verbeek, & Frings-Dresen, 2003). Sin embargo, aún no se dispone de una versión traducida, adaptada y validada para su empleo con poblaciones hispanoparlantes. En un intento por llenar este vacío empírico-instrumental, el presente estudio fue diseñado con el propósito de establecer la equivalencia funcional de la Escala de Satisfacción Laboral Genérica (Mac Donald & Mac lntyre, 1997) en la población argentina, a partir del análisis de sus aspectos culturales, conceptuales y métricos.

Método

Para determinar la equivalencia funcional entre el instrumento original y su versión adaptada, se llevaron a cabo cuatro etapas sucesivas (Muñiz, Elosua, & Hambleton, 2013). En primer lugar, se determinó la equivalencia conceptual del constructo entre ambas culturas (canadiense y argentina) y el análisis de la pertinencia de los ítems para la población objetivo (equivalencia conceptual). Seguidamente, se tradujeron los ítems del idioma original (inglés) al español (argentino), adaptándolos, a su vez, a las particularidades culturales y lingüísticas de la población objetivo (equivalencia semántica). La versión prototípica del instrumento fue administrada a una muestra no probabilística a efectos de determinar la equivalencia operacional del instrumento. Este estudio piloto permitió efectuar algunos ajustes sintácticos en la redacción de los ítems. Finalmente, en función de la información proporcionada por una nueva muestra, se procedió a explorar la equivalencia métrica de la escala mediante un conjunto de análisis estadísticos (análisis factorial exploratorio, análisis factorial confirmatorio y análisis correlacionales). Cada una de estas etapas se describe a continuación:

Equivalencia conceptual

Para determinar la equivalencia conceptual entre el constructo inglés “job satisfaction” y el constructo español “satisfacción laboral”, se efectuó una exhaustiva revisión bibliográfica sobre el tema. De particular utilidad en esta etapa fue la revisión internacional realizada por Bentley, Coates, Dobson, Goedegebuure y Meek (2012), quienes exploraron la satisfacción laboral en diversos países (Argentina, Brasil, Australia, Canadá, Finlandia, Alemania, Japón, Portugal, Sudáfrica, Malasia, entre otros), concluyendo que la naturaleza del concepto era similar en las diversas culturas. Como parte de este proceso, a su vez, todos los ítems de la escala original fueron sometidos a una intensa revisión crítica a cargo de expertos. La evaluación de los especialistas determinó que el espectro explorado por el instrumento cubría adecuadamente el constructo, y que los ítems eran pertinentes, demandando tan sólo mínimas modificaciones de traducción que de ningún modo alterarían su sentido y significado originales.

Equivalencia semántica

Para adecuar el instrumento al idioma de la población objetivo se implementó un procedimiento iterativo de depuración a lo largo de cuatro etapas. En primer lugar, el instrumento fue traducido del inglés (canadiense) al español (argentino). A continuación, expertos en inglés retradujeron la versión española al inglés. Posteriormente, tres traductores de inglés compararon las dos formas del instrumento ‘a ciegas’, a efectos de identificar la concordancia entre el ítem original y el ítem traducido. El grado de equivalencia semántica se determinó en función de dos categorías de análisis. Por un lado, el significado referencial, vinculado con la concordancia en términos de traducción literal entre el ítem original y el ítem traducido. Por otro lado, el significado general, correspondiente a la articulación de ideas entre el ítem original y su re-traducción. El primero fue evaluado sobre una escala visual analógica en la que la equivalencia entre pares fue juzgada de 0 a 100%. El segundo fue evaluado por dos traductores en función de cuatro niveles de equivalencia: a) inalterado; b) poco alterado; c) bastante alterado; y d) completamente alterado. Los profesionales acordaron que la adaptación semántica de la escala mostraba adecuados niveles de concordancia traducción-retraducción.

Equivalencia operacional

Tras definir la versión prototípica de la escala, se efectuó un estudio piloto con dos propósitos básicos: a) explorar la equivalencia operacional, básicamente en lo referente a tiempo para completar la escala, claridad de las instrucciones para efectuar la tarea y adecuación semántica y sintáctica de los ítems, y b) obtener datos que permitieran llevar a cabo un análisis de ítems preliminar. En esa oportunidad, se trabajó con una muestra no probabilística integrada por 82 estudiantes de posgrado quienes, a su vez, trabajaban en diferentes organizaciones radicadas en la ciudad de Rosario y sus alrededores. El 54% de la muestra estaba conformada por mujeres. La edad promedio de los participantes fue de 33.81 años (DT = 4.54), en tanto que la antigüedad laboral media fue de 4.74 años (DT = 2.64). Respecto al primer propósito, el estudio piloto permitió comprobar que los ítems eran bien comprendidos; que las instrucciones estaban claramente indicadas; y que la escala Likert de 5 puntos elegida para responder no generaba dificultades. En lo que hace al segundo propósito, el análisis de diferencias de medias mediante el método de grupos extremos, indicó que los 10 reactivos presentaban una adecuada capacidad discriminativa, habida cuenta que las medias correspondientes al grupo superior fueron significativamente mayores a las medias obtenidas por el grupo inferior (prueba U de Mann-Whitney, p < .05). Paralelamente, se decidió examinar la homogeneidad de los ítems a través del cálculo de la correlación ítems-puntaje total, y del análisis de la confiabilidad del test si se elimina el ítem, tal como lo sugieren Li, Brooks y Johanson (2012). Estos análisis mostraron que los ítems discriminaban apropiadamente, mostrando coeficientes de homogeneidad iguales o mayores a .30.

Equivalencia de medición

Para determinar las propiedades psicométricas del instrumento adaptado, se efectuaron los correspondientes análisis de confiabilidad y validez. En este caso, se analizó la validez estructural mediante un análisis factorial exploratorio (AFE), seguido de un análisis factorial confirmatorio (AFC), a efectos de verificar la adecuación del modelo obtenido. La validez de constructo se determinó a través de la correlación con otros constructos que, a partir de la revisión de la literatura especializada, surgían como relevantes con respecto a la satisfacción laboral. Finalmente, se calculó la confiabilidad mediante el cómputo de coeficientes de consistencia interna (alpha de Cronbach). Para el estudio de la equivalencia de medición se empleó la muestra y los instrumentos que se describen a continuación.

Participantes y procedimiento

Se trabajó con una muestra no probabilística integrada por 328 trabajadores (55.7% varones). La edad promedio de la muestra fue de 36.97 años (DT =11.93). La antigüedad laboral media fue de 10.15 años (DT = 9.55). El 57.3% de los sujetos estaba casado o vivía en pareja. El 54.7% de los encuestados tenía formación superior (universitaria o terciaria), en tanto que el resto había concluido sus estudios secundarios. La muestra incluyó empleados de organizaciones de gestión pública y privada, de diversos ramos de actividad. El 31.9% se desempeñaba en la industria; el 29.1% en el sector de servicios; el 20.8% en educación y el 18.2% restante en el ámbito de la salud. El 62.8% de los participantes trabajaba en organizaciones de gestión privada. El 22.5% del total de los encuestados se desempeñaba en mandos medios-altos. En cuanto al procedimiento implementado para la selección de la muestra, en primera instancia se tomó contacto con diversas organizaciones públicas y privadas localizadas en la zona central del país, invitándolas a participar del estudio. Con aquellas que aceptaron colaborar se pautaron días y horarios para concretar la recolección de los datos. Luego de explicar el propósito del estudio, asegurar el anonimato y la confidencialidad de los datos recabados, se procedió a trabajar sólo con los sujetos que aceptaron participar voluntariamente, luego de firmar una hoja de consentimiento informado.

Instrumentos

Los participantes respondieron un cuadernillo integrado por la versión adaptada de la Escala de Satisfacción Laboral Genérica (10 ítems con formato de respuesta tipo Likert de 5 puntos, variando de 1= nunca a 5= siempre), y una selección de instrumentos estandarizados, desarrollados para medir los constructos que se detallan a continuación.

Confianza organizacional: fue medida mediante la adaptación argentina (Flores, 2011) del Inventario de Confianza Organizacional (Oliveira & Tamayo, 2008). La adaptación incluye 20 ítems, precedidos por la expresión “En mi empresa…”, distribuidos en cinco sub-escalas rotuladas como: Promoción del crecimiento del empleado (4 ítems; α= .84, ej.: “…se ofrecen condiciones reales para que el empleado se desarrolle”); Solidez organizacional (5 ítems; α= .85; ej.: “…el poder económico es una marca distintiva”); Reconocimiento financiero organizacional (4 ítems; α= .71; ej.: “…el trabajo del empleado es reconocido a través del salario”); Normas relativas al despido de los empleados (3 ítems; α = .83; ej.: “…los empleados son despedidos en cualquier momento, independientemente de las normas legales”), y Patrones éticos (4 ítems; α = .84; ej.: “…ser honesto con los clientes es su principio ético”). Cada ítem es valorado sobre una escala tipo Likert de cinco puntos, que va desde 1 (totalmente en desacuerdo) hasta 5 (totalmente de acuerdo).

Compromiso organizacional: fue explorado a través de la adaptación argentina (Omar & Urteaga, 2008) de la Escala de Compromiso Organizacional de Meyer y Allen (1991). Dicho instrumento se encuentra conformado por 18 ítems que exploran tres factores a razón de 6 ítems cada uno, a saber: Compromiso afectivo (α= .87; ej.: “Yo estaría feliz si pasara el resto de mi carrera en la empresa donde trabajo”); Compromiso calculativo (α= .82; ej.: “En la actualidad permanezco en mi empresa tanto por necesidad como por deseo”); y Compromiso normativo (α= .69; ej.: “Yo no siento ninguna obligación de permanecer en mi actual empleo”). Cada ítem es valorado sobre una escala Likert de cinco puntos, que va desde 1 (totalmente en desacuerdo) hasta 5 (totalmente de acuerdo).

Cinismo organizacional: fue medido a través de la adaptación argentina (Salessi & Omar, en prensa) de la Escala de Cinismo Organizacional de Brandes, Dharwadkar y Dean (1999). El instrumento se compone de 10 ítems distribuidos en 3 sub-escalas: Ideas cínicas (3  ítems; α= .93; ej.: “Cuando mi jefe dice que va a hacer algo, dudo si realmente lo hará”); Emociones Cínicas (3 ítems, α= .89; ej.: “Cuando pienso en mi empresa me siento tenso”), y Conductas cínicas (4 ítems, α= .96; ej.: Critico las prácticas y políticas de mi empresa con los demás”). Los reactivos son evaluados en función de una escala de frecuencia de 5 puntos (1= nunca; 5= siempre).

            El protocolo de exploración incluyó también un apartado diseñado para recabar información acerca de la edad, el género, el estado civil, el nivel de escolaridad y la antigüedad laboral de los participantes; así como sobre el puesto que desempeñaban (jefe/supervisor/gerente o empleado), el ramo de actividad de su organización (servicios, industria, educación y salud) y el tipo de gestión de la misma (pública o privada).

Resultados

La matriz de datos fue considerada factorizable habida cuenta que el test de esfericidad de Bartlett fue significativo (χ2= 1263,814; p < .000), y el índice de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin arrojó un valor de .89. El AFE indicó que todos los ítems saturaron en un único factor que explicó el 56.39 % de la varianza total del constructo. La Tabla 1 presenta la composición de la escala, los pesos factoriales de cada ítem y el correspondiente coeficiente alpha de Cronbach (α).

Tabla 1. Composición y peso factorial de cada ítem de Escala de Satisfacción Laboral Genérica (versión adaptada).

Contenido del ítem

Peso Factorial

1*

Me llevo bien con mis jefes y supervisores

.451

2

En mi trabajo puedo aplicar mis capacidades y habilidades

.758

3*

La empresa se preocupa por mí

.354

4

En mi trabajo recibo reconocimiento por mi buen desempeño

.822

5

Me siento bien trabajando para esta empresa

.738

6

Me siento a gusto con mis compañeros de trabajo

.609

7

Mi trabajo me da seguridad laboral

.755

8*

Creo que trabajar es bueno para mi salud

.311

9

Mi salario es apropiado

.679

10

Considerándolo en términos generales tengo un buen trabajo

.867

 

Coeficiente alpha de Cronbach (α = .81)

 
*Ítems eliminados luego de los calcular los correspondientes AFC

Con el fin de poner a prueba el modelo indicado por el AFE, conformado por un factor y 10 variables observables (Tabla 1) se llevó a cabo un AFC. Se aplicó el método de estimación de la máxima verosimilitud y se calcularon diversos índices (absolutos y relativos) de bondad de ajuste. En este sentido, se optó por la combinación que reúne: chi-cuadrado (χ2), índice de bondad de ajuste (GFI) y su variante ajustada (AGFI), índice de ajuste comparativo (CFI), y raíz cuadrada media del error de aproximación (RMSEA). Las medidas de bondad de ajuste calculadas para este modelo (Modelo A, Tabla 2) no fueron satisfactorias. Aún cuando los índices de bondad de ajuste y ajuste comparativo mostraron valores acordes a lo recomendado, el índice χ2 mostró ser significativo, indicando claramente que la estructura propuesta era diferente de la indicada por la matriz de covarianza de los datos. Sumado a eso, el valor del índice RMSEA se ubicó levemente por encima del límite superior sugerido.

Frente a este panorama, se procedió a ajustar el modelo siguiendo las recomendaciones de la literatura especializada (Kline, 2011), por lo que se examinaron tres fuentes de información. En primer lugar, la significatividad de las cargas factoriales, para comprobar si existían ítems que presentaran un peso factorial demasiado bajo (inferior a .30). En segundo lugar, los índices de modificación, para verificar si había valores superiores a lo establecido (3.84), que sugirieran que se obtendría una reducción en el índice χ2 si se estimara el coeficiente. Finalmente, los residuos de la matriz de covarianzas para comprobar la existencia de valores estadísticamente significativos (p < .05) que pudieran estar indicando errores de predicción. El análisis de la información proporcionada por tales indicadores, indicó la eliminación de tres reactivos (ítem 1: “Me llevo bien con mis jefes y supervisores”; ítem 3: “La empresa se preocupan por mí”;  e ítem 8: “Creo que trabajar es bueno para mi salud”).

El modelo re-especificado, conformado ahora por un factor conformado por 7 variables observables (Modelo B, Tabla 2), se sometió a un nuevo AFC. Los resultados obtenidos en esta oportunidad mostraron una significativa mejoría respecto del modelo anterior. En primer lugar, se redujo notablemente el índice χ2, el cual, además, no fue significativo. A su vez, los índices de bondad de ajuste y ajuste comparativo mostraron valores más elevados en comparación al modelo anterior. Estos indicadores proporcionaban evidencias suficientes para sostener que dicha estructura no era significativamente diferente de la indicada por la matriz de covarianza de los datos.

Tabla 2. Índices de bondad de ajuste de los modelos examinados

Modelo

χ2

p

GFI

AGFI

CFI

RMSEA

Modelo A

41.14

.00

.93

.94

.90

.09

Modelo B

18.79

.07

.99

.97

.99

.04

χ2 = chi-cuadrado; GFI = índice de bondad de ajuste; AGFI = variante ajustada del GFI;  CFI = índice de ajuste comparativo; RMSEA = error de aproximación de la raíz cuadrada media.

Si bien los 7 ítems aparecieron relacionados entre sí, su correlación con el puntaje total de la variable fue mucho mayor, indicando que el modelo es más formativo que reflexivo. La estructura final de la versión adaptada de la escala se muestra en la Figura 1.

Figura 1. Análisis factorial confirmatorio de la versión adaptada de la escala de Satisfacción Laboral Genérica.

Seguidamente, se procedió a estimar nuevamente la confiabilidad del instrumento (integrado ahora por 7 ítems). Una vez más, se obtuvo un coeficiente de consistencia interna acorde a los parámetros establecidos (α= .87), demostrando que los ítems contribuyen significativamente a medir el constructo.

Con el fin de explorar la validez de constructo del instrumento, se calcularon las correlaciones bivariadas entre las estrategias de actuación y las variables descritas en el apartado Instrumentos (Método). En la Tabla 3 se presentan las medias, desviaciones típicas y correlaciones producto-momento de Pearson entre las variables estudiadas.

Tabla 3. Medias, desvíos típicos y correlaciones entre satisfacción laboral, confianza en la organización, compromiso y cinismo organizacional.
 

Media

DT

1

2

3

4

. 1.Satisfacción Laboral

2.97

.37

---

.84**

.81**

.-70**

2.Confianza Organizacional

3.03

.56

 

---

.58**

-.43**

3.Compromiso Organizacional

3.02

.77

   

---

-.36**

4.Cinismo Organizacional

2.77

.65

     

---

** p <  .01

Las correlaciones obtenidas muestran que la satisfacción laboral se asocia positivamente con la confianza y el compromiso organizacional, en tanto que lo hace negativamente con el cinismo. Tales resultados constituyen claros indicadores de la validez de constructo de la escala adaptada.  

Discusión

A partir del trabajo realizado, se ha logrado adaptar para su empleo con muestras hispanoparlantes un instrumento con adecuadas propiedades psicométricas para medir la satisfacción laboral, sin discriminar en función del tipo de actividad que realice el trabajador. En primer lugar, el AFE permitió identificar la existencia de un modelo unidimensional, el que con pequeños ajustes, fue confirmado mediante los AFC realizados. De esta manera se ha logrado una escala parsimoniosa, la que a través de sólo 7 ítems permite conocer de manera rápida y efectiva el nivel de satisfacción del empleado con su trabajo.

En segundo lugar, el coeficiente alpha de Cronbach obtenido, indica una alta homogeneidad y equivalencia de los ítems que integran la escala. Esta satisfactoria consistencia interna, permite concluir que la escala es un instrumento confiable para la medición de la satisfacción con el trabajo.

En tercer lugar, la fuerza y dirección de las correlaciones entre la satisfacción con otras variables organizacionalmente relevantes, aportan evidencias sobre la validez de la escala adaptada, al tiempo que sintonizan con lo informado en estudios previos. En este sentido, por ejemplo, las positivas correlaciones entre la satisfacción y el compromiso organizacional reafirman el rol predictivo de tan importante consecuencia organizacional, como lo es el compromiso del empleado con su empresa, por parte de la satisfacción laboral. Se trata de una sinergia observada tanto en culturas orientales (Froese & Xiao (2012), como occidentales (Srivastava, 2013), y que se traduce en una simple proposición: cuando un empleado está satisfecho con su trabajo y con su entorno laboral, aumentan sus sentimientos de lealtad y compromiso afectivo hacia su organización. Por su parte, las positivas correlaciones entre la satisfacción laboral y la confianza en la empresa, no sólo coinciden con lo informado por Yang y Mossholder (2010), sino que refuerzan las conclusiones obtenidas por Velez y Strom (2012) y por Ma y Yao (2012), quienes señalan que la confianza, como capital intangible, es la variable que mejor explica la satisfacción y el rendimiento laboral. Finalmente, las correlaciones negativas entre el cinismo organizacional y la satisfacción laboral concuerdan con los hallazgos comunicados recientemente (Nafei, 2013; Salessi & Omar, en prensa), y aportan una nueva evidencia al meta análisis realizado por Chiaburu, Peng, Oh, Banks y Lomeli (2013), quienes después de examinar 32 estudios sobre la temática concluyen puntualizando que los cínicos no experimentan satisfacción laboral porque desconfían de su organización y tienen dificultades para vincularse afectivamente con ella.

Como corolario de la investigación realizada, se puede concluir que el presente trabajo representa una contribución genuina para que otros estudios puedan ser llevados a cabo con el recurso de un instrumento con probadas propiedades psicométricas. La escala desarrollada puede, además, aportar información crucial para diagnósticos e intervenciones organizacionales. La validación de la Escala de Satisfacción Laboral Genérica con muestras de sujetos argentinos deja abierta la necesidad de llevar a cabo futuros estudios de validación en otros contextos laborales y en otras culturas. Esa sería una vía idónea para verificar la validez transcultural del instrumento aquí presentado.

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Notas

1. Doctoranda en Psicología. Becaria Doctoral del CONICET. Profesora Asistente Facultad de Derecho y Ciencias. Sociales del Rosario, Pontificia Universidad Católica Argentina. Dirección Postal: Balcarce 855, 9ºA (S2000DNQ) Rosario, Argentina. E-mail: solanasalessi@gmail.com

2. Doctora en Psicología. Investigadora Científica del CONICET, Instituto de Investigaciones, Facultad de Humanidades y Artes, Universidad Nacional de Rosario. Docente categoría 1 de Carreras de Postgrado. Dirección Postal: Italia 1365, 1ºA, (S2000DFA) Rosario, Argentina. E-mail: agraomar@yahoo.com

El presente trabajo ha sido realizado en el marco de la beca doctoral otorgada por el CONICET a la primera autora, dirigida por la segunda autora.

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