Estructura factorial confirmatoria de la gestión del conocimiento

Arturo Sánchez-Sánchez1, Octavio Figueroa-Santiago2, Francisco Espinoza-Morales3, Héctor Daniel Molina-Ruíz4, Oscar Valdés-Ambrosio5, Eréndira Fierro-Moreno6, Cruz García Lirios7

UAT, UACM, USON, UAEH, UNAM, UAEMEX, UAM

Introducción

El obje­ti­vo del pre­sen­te estu­dio fue con­tras­tar un mode­lo para el estu­dio de la ges­tión del cono­ci­mien­to median­te el esta­ble­ci­mien­to de la con­fia­bi­li­dad y la vali­dez de un ins­tru­men­to que midió tres dimen­sio­nes rela­ti­vas a la moti­va­ción, la inno­va­ción y la comu­ni­ca­ción, así como el con­tras­te de la hipó­te­sis nula rela­ti­va a la exis­ten­cia de dife­ren­cias entre la estruc­tu­ra de las varia­bles del fenó­meno y las obser­va­cio­nes de las rela­cio­nes entre sus indi­ca­do­res (Abdia­ziz y Yas­sin, 2014).

La ges­tión del cono­ci­mien­to, para los fines del pre­sen­te tra­ba­jo, alu­de a la codi­fi­ca­ción de las habi­li­da­des y de los cono­ci­mien­tos en torno a la pro­duc­ción y la trans­fe­ren­cia de sabe­res e infor­ma­ción de orga­ni­za­cio­nes hacia gru­pos o per­so­nas que toman deci­sio­nes de lle­var a cabo la opti­mi­za­ción de recur­sos, o bien, la inno­va­ción de pro­ce­sos (Cros­san y Apay­din, 2010).

Los ins­tru­men­tos que han medi­do el fenó­meno de la ges­tión del cono­ci­mien­to son:

Esca­la de la Estruc­tu­ra de Ges­tión del Cono­ci­mien­to (KMS-17 por su acró­ni­mo en inglés y el núme­ro de ítems) inclu­ye las dimen­sio­nes del inter­cam­bio, la crea­ción y la uti­li­za­ción del cono­ci­mien­to con una con­sis­ten­cia inter­na opti­mas (,85; ‚93 y ‚93 res­pec­ti­va­men­te), una con­fia­bi­li­dad com­pues­ta ade­cua­da (,91; ‚94; ‚94 para cada subes­ca­la). En el caso de la vali­dez el pro­me­dio de varian­za extraí­da fue per­ti­nen­te (72%; 75; 75%) para cada dimen­sión (Gelard, Ema­mi­sa­leh, Has­sa­na­ba­di y Sha­kou­ri, 2013: p. 525).   

Esca­la de Ges­tión de los Recur­sos Huma­nos (HRM-12 por su acró­ni­mo en inglés y su núme­ro de ítems) el cual mide las dimen­sio­nes de eje­cu­ción eco­nó­mi­ca, cla­ri­dad en el len­gua­je, estruc­tu­ra de fle­xi­bi­li­dad orga­ni­za­cio­nal y mul­ti­pli­ci­dad de cana­les de trans­fe­ren­cia, inclu­ye una con­sis­ten­cia inter­na de ‚818 sus ítems corre­la­cio­nan con el fac­tor de ‚735 a ‚856 alcan­zan­do un 73% de la varian­za total expli­ca­da (Valio y Mas­sa­ro­li, 2018: p. 82).

Esca­la de Pro­ce­sos de Ges­tión del Cono­ci­mien­to (KMP-25 por su acró­ni­mo en inglés y núme­ro de ítems) mide cin­co dimen­sio­nes rela­ti­vas a la crea­ción, adqui­si­ción, orga­ni­za­ción, dis­tri­bu­ción y uso del cono­ci­mien­to con una con­sis­ten­cia inter­na de ‚84 para la esca­la gene­ral y de ‚860; ‚753; ‚780; ‚780 y ‚677 para las subes­ca­las, así como fun­cio­nes dis­cri­mi­nan­tes para las subes­ca­las ⌠ƛe = ‚208; 64,4% dife­ren­cial; ƛw = ‚749; X2 = 80,983; (10gl) p = ‚000⌡. No obs­tan­te que el auto­va­lor de los vec­to­res (ƛe) es bajo, el por­cen­ta­je dife­ren­cial supera el míni­mo indis­pen­sa­ble y la lamb­da de Wilks (ƛw) sugie­re un alto poder dis­cri­mi­nan­te de los fac­to­res (Nafei, 2014: p. 76–80).

La Tabla 1 mues­tra las carac­te­rís­ti­cas psi­co­mé­tri­cas de los ins­tru­men­tos emplea­dos para medir la ges­tión del cono­ci­mien­to. Es posi­ble obser­var que el KMP-25 es el ins­tru­men­to más com­ple­to, pero sólo su dimen­sión de crea­ción del cono­ci­mien­to está inclui­da en el KMS-17 y el HMR-12, aun­que el uso del cono­ci­mien­to tam­bién está inclui­do en el KMS-17 (Domín­guez y Mar­tins, 2014).

Es decir, la medi­ción de la ges­tión del cono­ci­mien­to de 2013 a 2018 pare­ce obe­de­cer a múl­ti­ples dimen­sio­nes, pero sin la teo­ri­za­ción, ni la con­cep­tua­li­za­ción, ni la medi­ción per­ti­nen­te y estan­da­ri­za­da de sus pro­pie­da­des psi­co­mé­tri­cas con excep­ción de la dimen­sión de la crea­ción del cono­ci­mien­to que ha sido iden­ti­fi­ca­da como un valor intan­gi­ble de las orga­ni­za­cio­nes for­ma­do­ras de capi­tal inte­lec­tual (Dutra, Magalhaes y Zivia­ni, 2016).

Tabla 1. Características psicométricas de la gestión del conocimiento

Esca­la	Dimen­sio­nes	Con­sis­ten­cia	Con­fia­bi­li­dad com­pues­ta	Varian­za expli­ca­da	Pro­me­dio varian­za	Auto­va­lor	Dife­ren­cial	Lamb­da de Wilks	Chi cua­dra­da	gl	p
KMS-17	-Inter­cam­bio -Crea­ción -Uti­li­za­ción	‚87	‚94	nr	75%	nr	nr	nr		nr	nr
HRM-12	-Eje­cu­ción -Cla­ri­dad -Estruc­tu­ra -Mul­ti­pli­ci­dad	‚81	nr	73%	nr	nr	nr	nr		nr	nr
KMP-25	-Crea­ción -Adqui­si­ción -Orga­ni­za­ción -Dis­tri­bu­ción -Uso	‚84	nr	nr	nr	‚208	64,4%	‚749	80,983	10	‚000

nr = no reportó

Fuente: Elaboración propia

Ade­más, los con­tex­tos en los que se han esta­ble­ci­do la con­fia­bi­li­dad y la vali­dez de la medi­ción de la ges­tión del cono­ci­mien­to dis­tan de otras lati­tu­des como la de Amé­ri­ca lati­na en gene­ral y en la esce­na de Méxi­co en par­ti­cu­lar (Rodrí­guez, Moreno, Rivas, Álva­rez y Sanz, 2010)

La rela­ción entre Amé­ri­ca Lati­na con res­pec­to a los paí­ses en don­de se ha desa­rro­lla­do la medi­ción de la ges­tión del cono­ci­mien­to supo­ne un pro­ce­so de ges­tión repro­duc­ti­vo ya que pre­va­le­ce una estruc­tu­ra inci­pien­te en la crea­ción del cono­ci­mien­to (Jalo­nen, 2012).

En un sen­ti­do teó­ri­co y con­cep­tual, las orga­ni­za­cio­nes crea­do­ras del cono­ci­mien­to en paí­ses depen­dien­tes de la trans­fe­ren­cia de cien­cia y tec­no­lo­gía nece­si­tan de la moti­va­ción, inno­va­ción y comu­ni­ca­ción de pro­ce­sos para repro­du­cir el cono­ci­mien­to y even­tual­men­te gene­rar un cono­ci­mien­to cen­tra­do en la opti­mi­za­ción de sus recur­sos como ven­ta­ja com­pe­ti­ti­va fren­te a otras lati­tu­des emer­gen­tes y acti­vos intan­gi­bles en cier­nes (Lewan­dosky, 2013).

La moti­va­ción bidi­rec­cio­nal del líder hacia el emplea­do y del emplea­do hacia quien toma las deci­sio­nes es fun­da­men­tal en el pro­ce­so de ges­tión del cono­ci­mien­to ya que se asu­me como una tra­duc­ción de sabe­res que ema­nan y se trans­fie­ren de orga­ni­za­cio­nes cen­tra­les a orga­ni­za­cio­nes peri­fé­ri­cas (Luo­ma, Lap­pa­lai­nen, Uusi­ta­do, Vos, Lam­sa y Maa­ra­nen, 2012).

En el mis­mo pro­ce­so de ges­tión del cono­ci­mien­to enfo­ca­do en la opti­mi­za­ción de pro­ce­sos, la inno­va­ción y su difu­sión son esen­cia­les para el cre­ci­mien­to de las orga­ni­za­cio­nes emer­gen­tes (Her­nán­dez Carreón, Bus­tos y Gar­cía, 2018).

La trans­fe­ren­cia del cono­ci­mien­to supo­ne la codi­fi­ca­ción de expe­rien­cias, sabe­res y habi­li­da­des que al inte­rior de las orga­ni­za­cio­nes supo­ne la for­ma­ción de talen­tos. La difu­sión de inno­va­cio­nes sólo es posi­ble cuan­do el cono­ci­mien­to está vin­cu­la­do a los esti­los de vida de talen­tos que se encar­ga­rán de repro­du­cir­lo (Mar­ques, 2014).

En para­le­lo, la difu­sión de inno­va­cio­nes se com­ple­men­ta con la comu­ni­ca­ción estra­té­gi­ca que deri­va de la direc­ción para con los talen­tos. Se tra­ta de una ins­tan­cia de ges­tión sim­bó­li­ca de los obje­ti­vos, tareas y metas de la orga­ni­za­ción crea­do­ra de cono­ci­mien­to (Rodrí­guez y Hecha­no­va, 2013).

De este modo, moti­va­ción, difu­sión y comu­ni­ca­ción son fac­to­res que expli­can la ges­tión del cono­ci­mien­to en las orga­ni­za­cio­nes emer­gen­tes fren­te a la influen­cia de orga­ni­za­cio­nes cen­tra­les pro­duc­to­ras y trans­mi­so­ras del cono­ci­mien­to en los que pre­va­le­cen otras dimen­sio­nes rela­ti­vas a adqui­si­ción, dis­tri­bu­ción, inter­cam­bio, crea­ción, eje­cu­ción, cla­ri­dad y mul­ti­pli­ci­dad, pero que en las orga­ni­za­cio­nes peri­fé­ri­cas más bien se recon­fi­gu­ran en moti­va­ción, difu­sión y comu­ni­ca­ción (Roger, 1983).

En rela­ción con la lite­ra­tu­ra revi­sa­da la moti­va­ción sólo ha sido abor­da­da tan­gen­cial­men­te des­de la cla­ri­dad y la mul­ti­pli­ci­dad en el pro­ce­so de trans­fe­ren­cia del cono­ci­mien­to; la difu­sión ha sido estu­dia­da como indi­ca­dor de dis­tri­bu­ción e inter­cam­bio. Por su par­te, la comu­ni­ca­ción ha sido más ana­li­za­da des­de la adqui­si­ción, la dis­tri­bu­ción, el inter­cam­bio y la cla­ri­dad (Urban­co­va, 2013).

Por con­si­guien­te, inda­gar la estruc­tu­ra tri­fac­to­rial que la lite­ra­tu­ra con­sul­ta­da sugie­re, o bien, obser­var las sie­te dimen­sio­nes que la lite­ra­tu­ra espe­cia­li­za­da ha esta­ble­ci­do y repor­ta­do supo­ne un apor­te a la ade­cua­ción de los ins­tru­men­tos en el con­tex­to de Amé­ri­ca Lati­na (Zia­mian­czyk y Miku­ta, 2014)

¿Exis­ti­rán dife­ren­cias entre la estruc­tu­ra de las varia­bles de la ges­tión del cono­ci­mien­to con res­pec­to a las rela­cio­nes a obser­var entre sus fac­to­res e indi­ca­do­res?

Hipó­te­sis nula: Exis­ten dife­ren­cias entre la estruc­tu­ra de varia­bles y las rela­cio­nes entre fac­to­res e indi­ca­do­res a obser­var.

Hipó­te­sis alter­na: No exis­ten dife­ren­cias entre la estruc­tu­ra de varia­bles con res­pec­to a las rela­cio­nes entre fac­to­res e indi­ca­do­res.

Método

En un pri­mer estu­dio se reali­zó una inves­ti­ga­ción no expe­ri­men­tal, trans­ver­sal y explo­ra­to­rio. Se encues­ta­ron a 457 estu­dian­tes de una uni­ver­si­dad públi­ca del Esta­do de Méxi­co, con­si­de­ra­do el semes­tre en el que rea­li­zan prác­ti­cas pro­fe­sio­na­les, o bien, lle­van a cabo su ser­vi­cio social. El 64% fue­ron muje­res y el 35% hom­bres. El 58% dije­ron tener entre 18 y 22 años, el 24% entre 23 y 29 años, así como el res­tan­te 18% decla­ró tener más de 29 años. El 34% dijo que los ingre­sos de su fami­lia ascen­die­ron a menos de 3500 pesos al mes (M = 3241, DE = 12,35), el 51% decla­ró un ingre­so fami­liar de entre 3500 y 7000 pesos al mes (M = 5672, DE = 124,35), el res­tan­te 15% advir­tió que su fami­lia ganó más de 7000 pesos al mes (M = 8712, DE = 235,25). El 67% decla­ra­ron ser sol­te­ros, el 13% viven en unión libre y el 20% en matri­mo­nio.

Se uti­li­zó la Esca­la de Ges­tión del Cono­ci­mien­to de Carreón (2016) el cual inclu­ye 21 reac­ti­vos alu­si­vos a la moti­va­ción del cono­ci­mien­to, la difu­sión de inno­va­cio­nes y la comu­ni­ca­ción estra­té­gi­ca de acuer­dos entre líde­res y talen­tos. Cada reac­ti­vo inclu­ye las opcio­nes de res­pues­ta: 0 = en nada se pare­ce a mi situa­ción, 1 = se pare­ce muy poco a mi situa­ción, 2 = se pare­ce poco a mi situa­ción, 3 = se pare­ce mode­ra­da­men­te a mi situa­ción, 4 = se pare­ce mucho a mi situa­ción, 5 = se pare­ce bas­tan­te a mi situa­ción.

Se uti­li­zó la téc­ni­ca Delphi para la ade­cua­ción cul­tu­ral del ins­tru­men­to a la mues­tra, pre­gun­tan­do a un gru­po de exper­tos acer­ca del sig­ni­fi­ca­do local de pala­bras inclui­das en los reac­ti­vos e inte­gran­do la infor­ma­ción en los ítems modi­fi­ca­dos (Boluar­te y Tama­ri, 2017).

Se encues­tó a la mues­tra en el ves­tí­bu­lo de la biblio­te­ca de su uni­ver­si­dad pre­via garan­tía por escri­to de que los resul­ta­dos del pre­sen­te tra­ba­jo no afec­ta­rían su esta­tus aca­dé­mi­co o labo­ral, así como la con­fi­den­cia­li­dad de sus res­pues­tas.

La infor­ma­ción fue pro­ce­sa­da en el Paque­te Esta­dís­ti­co para Cien­cias Socia­les (IBM-SPSS-AMOS por su acró­ni­mo en inglés ver­sión 20,0). Se esti­mó la con­sis­ten­cia inter­na del ins­tru­men­to con el pará­me­tro alfa de Cron­bach el cual requie­re de un ‚70 míni­mo para la con­sis­ten­cia inter­na míni­ma del ins­tru­men­to (Tava­kol y Den­nick, 2011). Se reali­zó un aná­li­sis fac­to­rial explo­ra­to­rio de ejes prin­ci­pa­les con rota­ción pro­max a fin de esta­ble­cer la vali­dez del cons­truc­to de ges­tión del cono­ci­mien­to con una corre­la­ción míni­ma de ‚300 entre el fac­tor y sus indi­ca­do­res (Llo­ret, Ferre­res, Her­nán­dez y Tomás, 2014).

En un segun­do estu­dio no expe­ri­men­tal, trans­ver­sal y explo­ra­to­rio se lle­vó a cabo una elec­ción no pro­ba­bi­lís­ti­ca de 103 estu­dian­tes de una uni­ver­si­dad públi­ca. Se uti­li­zó la mis­ma Esca­la de Ges­tión del Cono­ci­mien­to de Carreón (2016). Se pro­si­guió con la éti­ca y polí­ti­ca de res­guar­do de datos, ano­ni­ma­to y con­fi­den­cia­li­dad. Se uti­li­zó el mis­mo soft­wa­re para los aná­li­sis esta­dís­ti­cos. Se rea­li­za­ron corre­la­cio­nes y cova­rian­zas para esta­ble­cer las rela­cio­nes aso­cia­ti­vas y linea­les espe­ra­das entre los fac­to­res (Gón­za­lez, Abad y Lèvy, 2006). Se con­tras­tó el mode­lo con los pará­me­tros de bon­dad de ajus­te (GFI por su acró­ni­mo en inglés) con al menos el 90% de las cova­ria­cio­nes repro­du­ci­bles en el mode­lo pre­dic­tor con res­pec­to al mode­lo obser­va­do (Man­zano, 2017) y resi­dua­les (RMSEA por su acró­ni­mo en inglés) con­si­de­ra­do ópti­mo si su valor es infe­rior a ‚06 (Cupa­ni, 2012).

En ambos estu­dios se con­si­de­ró per­ti­nen­te excluir al ins­tru­men­to de los aná­li­sis de vali­dez dis­cri­mi­nan­te; auto­ima­gen, por­cen­ta­je dife­ren­cial, lamb­da de Wilks y chi cua­dra­da por con­si­de­rar­los par­te del aná­li­sis fac­to­rial con­fir­ma­to­rio en cual sugie­re la con­so­li­da­ción de alguno de los tres ins­tru­men­tos que han medi­do sie­te dimen­sio­nes de la ges­tión del cono­ci­mien­to.

Resultados

La Tabla 1 mues­tra las pro­pie­da­des des­crip­ti­vas del ins­tru­men­to. La esca­la gene­ral (alfa de 0,782) obtu­vo una con­sis­ten­cia inter­na supe­rior a la míni­ma reque­ri­da (alfa de 0,700), así como las subes­ca­las de moti­va­ción (alfa de 0,781), inno­va­ción (alfa de 0,759) y comu­ni­ca­ción (alfa de 0,774).

Tabla 1. Descriptivos del instrumento

R	M	D	S	C	A	F1	F2	F3
R1	4,01	1,02	1,03	1,82	0,767			0,387
R2	4,04	1,04	1,04	1,30	0,753			0,346
R3	4,07	1,82	1,15	1,46	0,705			0,325
R4	4,02	1,23	1,34	1,28	0,752			0,385
R5	4,07	1,25	1,03	1,04	0,732		0,305
R6	4,15	1,81	1,25	1,26	0,721		0,326
R7	4,35	1,01	1,25	1,36	0,703		0,396
R8	4,09	1,25	1,38	1,22	0,742		0,382
R9	4,23	1,89	1,25	1,92	0,765	0,371
R10	4,36	1,22	1,36	1,30	0,760	0,346
R11	4,16	1,26	1,49	1,25	0,742	0,392
R12	4,39	1,38	1,30	1,36	0,731	0,302

R = Reactivo, M = Media, D = Desviación Estándar, S = Sesgo, C = Curtosis, A = Alfa de Crombach. Método de extracción: ejes principales, rotación promax. Adecuación y esfericidad ⌠X2 = 345,34 (34gl) p = 0,000; KMO = 0,760⌡ F1 = Motivación del Conocimiento (22% de la varianza total explicada), F2 = Difusión de Innovaciones (18% de la varianza total explicada), F3 = Comunicación Estratégica (14% de la varianza total explicada). Todos los ítems se responden con alguna de cinco opciones que van desde 0 “en nada se parece a mi situación” hasta 5 = “se parece bastante a mi situación”.

Fuente: Elaborada con los datos del estudio

Una vez establecidos los tres factores que explicaron el 54% de la varianza total explicada, se procedió a la estimación de las correlaciones y las covarianzas entre los factores (véase Tabla 2).

Tabla 2. Correlaciones y covarianzas entre los factores

	F1	F2	F3	F1	F2	F3
F1	1.000			1,483
F2	0,614*	1,000		0,601	1,821
F3	0,482**	0,336*	1,000	0,572	0,712	1,792

F1 = Motivación del conocimiento, F2 = Difusión de Innovaciones, F3 = Comunicación Estratégica: * p < 0,01; ** p < 0,001; *** p < 0,0001

Fuente: Elaborada con los datos del estudio

Es posi­ble obser­var que los fac­to­res man­tie­nen una aso­cia­ción posi­ti­va y sig­ni­fi­ca­ti­va, aun­que las cova­rian­zas sugie­ren que están rela­cio­na­dos con otros fac­to­res no espe­ci­fi­ca­dos en el mode­lo.  Se pro­ce­dió a esti­mar el mode­lo estruc­tu­ral de tra­yec­to­rias de rela­cio­nes refle­jan­tes entre fac­to­res e indi­ca­do­res (véa­se Figu­ra 2).

Figura 3. Modelo estructural de trayectorias de relaciones reflejantes

MC = Motivación del conocimiento, DI = Difusión de Innovaciones, CC = Comunicación Estratégica, e = error de medición del indicador

Fuente: Elaborado con los datos del estudio

La estruc­tu­ra fac­to­rial mues­tra las aso­cia­cio­nes espe­ra­das entre los fac­to­res ya que, se supo­ne son indi­ca­do­res de un fac­tor de segun­do orden como es el caso de la crea­ción del cono­ci­mien­to, aun­que tal solu­ción fac­to­rial sólo expli­ca el 54% de la varian­za, indi­can­do el efec­to de otros fac­to­res como la empa­tía, el com­pro­mi­so o la satis­fac­ción que podrían incre­men­tar el por­cen­ta­je de la varian­za total expli­ca­da del cons­truc­to, aún y cuan­do los pará­me­tros de ajus­te ⌠X2 = 124,35 (23gl) p = 0,007; GFI = 0,990; CFI = 0,995; RMSEA = 0,009⌡sugieren la acep­ta­ción de la hipó­te­sis nula rela­ti­va a la expli­ca­ción de la crea­ción del cono­ci­mien­to des­de las teo­rías de la ges­tión, la pro­duc­ción y la trans­fe­ren­cia. 

Discusión

El apor­te del pre­sen­te estu­dio al esta­do de la cues­tión radi­ca en el esta­ble­ci­mien­to de la con­fia­bi­li­dad y la vali­dez de un ins­tru­men­to que midió tres dimen­sio­nes de la ges­tión del cono­ci­mien­to y que en una estruc­tu­ra fac­to­rial explo­ra­to­ria y con­fir­ma­to­ria advier­te la emer­gen­cia de un fac­tor de segun­do orden dado que la vali­dez dis­cri­mi­nan­te entre los fac­to­res sugie­re la pre­va­len­cia de un fac­tor común.

Gar­cía (2018) esta­ble­ció la con­fia­bi­li­dad y la vali­dez de la Esca­la de Ges­tión Edu­ca­ti­va (EGE-21) que midió las dimen­sio­nes de moti­va­ción del cono­ci­mien­to, difu­sión de inno­va­cio­nes y comu­ni­ca­ción estra­té­gi­ca con valo­res de con­fia­bi­li­dad entre ‚870 y ‚890, así como pesos fac­to­ria­les entre ‚302 y ‚385 que expli­ca­ron el 54% de la varian­za total, sugi­rien­do la inclu­sión de un ter­cer fac­tor de segun­do orden común a los tres fac­to­res de pri­mer orden.

En el pre­sen­te tra­ba­jo, la con­sis­ten­cia inter­na del ins­tru­men­to fue de ‚759 a ‚781 con pesos fac­to­ria­les entre indi­ca­do­res y fac­to­res de ‚302 a ‚396 advir­tien­do la hege­mo­nía de un ter­cer fac­tor de segun­do orden entre las dimen­sio­nes de moti­va­ción del cono­ci­mien­to, difu­sión de inno­va­cio­nes y comu­ni­ca­ción estra­té­gi­ca.

Her­nán­dez, Sán­chez, Espi­no­za, Sán­chez y Gar­cía (2018) esta­ble­cie­ron la con­fia­bi­li­dad (alfa de ‚690) y la vali­dez (pesos fac­to­ria­les de ‚302 a ‚403) de una subes­ca­la de inno­va­ción del cono­ci­mien­to que corre­la­cio­nó con el empren­di­mien­to (,351) y la luci­dez (,348) que expli­ca­ron el 60% de la varian­za total, sugi­rien­do la emer­gen­cia de un fac­tor de segun­do orden común a los tres fac­to­res de pri­mer orden.

En el pre­sen­te tra­ba­jo, el fac­tor de difu­sión de inno­va­cio­nes se aso­ció con la moti­va­ción (,614; p< ‚001) y con la comu­ni­ca­ción estra­té­gi­ca (,336; p < ‚01), advir­tien­do la pre­va­len­cia de un fac­tor de segun­do orden para el caso de los fac­to­res de difu­sión de inno­va­cio­nes con comu­ni­ca­ción estra­té­gi­ca, pero en el caso de la moti­va­ción del cono­ci­mien­to más bien se obser­va la hege­mo­nía de los tres fac­to­res que podría escla­re­cer­se en un mode­lo inclu­yen­do las dimen­sio­nes de luci­dez y empren­di­mien­to.

Conclusión

El pre­sen­te tra­ba­jo ha esta­ble­ci­do la estruc­tu­ra fac­to­rial con­fir­ma­to­ria de un mode­lo que inclu­yó tres fac­to­res rela­ti­vos a la moti­va­ción del cono­ci­mien­to, la difu­sión de inno­va­cio­nes y la comu­ni­ca­ción estra­té­gi­ca, aun­que el por­cen­ta­je de varian­za expli­ca­da (54%) sugie­re la inclu­sión de otro fac­tor de segun­do orden que la lite­ra­tu­ra idén­ti­ca como ges­tión del cono­ci­mien­to y que corre­la­cio­na­ría con otras varia­bles como el empren­di­mien­to o la luci­dez.

Referencias

Notas