Satisfacción Laboral Genérica. Propiedades psicométricas de una escala para medirla

Solana Salessi1 Alicia Omar2

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

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).

*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

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.

** 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.

Referencias

Notas