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En el entorno empresarial actual la gestión del cambio y el bienestar de los empleados son factores críticos que influyen en el éxito y la sostenibilidad de las organizaciones. Es importante destacar que la disposición al cambio y el bienestar de los empleados pueden variar significativamente según el sector productivo y la naturaleza específica de cada organización (García-Torres et al., 2021). Las empresas se enfrentan a desafíos complejos y dinámicos, lo que hace que la disposición al cambio sea fundamental para la adaptabilidad y la evolución constante (Arras-Djabi & Lacaze, 2021; Fierro-Celis, 2020; Loaiza Rojas & Canahuire Montufar, 2022; Ribeiro Soriano, 2012). Las organizaciones suelen tener dificultades para adaptarse a las alteraciones en los mercados debidas a cambios económicos, políticos y culturales (Arras-Djabi & Lacaze, 2021). Además, el contexto actual se caracteriza por cambios rápidos e inesperados, como la pandemia del Covid-19 y la introducción de nuevas tecnologías en la producción (Muñoz et al., 2023; Wen et al., 2020). Esto ha llevado a una mayor competencia a nivel global, la reestructuración de las organizaciones y la adopción de nuevas formas de trabajo (Callan & Lawrence, 2009; Krutova et al., 2022).
En respuesta a esta dinámica las organizaciones se ven obligadas a implementar cambios significativos en la gestión de su capital humano, incluyendo nuevas modalidades de trabajo (como el teletrabajo), cambios contractuales que afectan la estabilidad laboral y una mayor dedicación laboral. Estos cambios generan una percepción de inestabilidad entre el personal, lo que a su vez influye en el clima laboral y el bienestar psicológico de los empleados (Iljins et al., 2015; Kadir & Broberg, 2020; Shirahada & Zhang, 2022).
En este sentido, es esencial que la ciencia analice el cambio organizacional y el papel que juega la percepción de los trabajadores en el contexto de trabajo (Li et al., 2021). El cambio organizacional se refiere a la transformación de una organización y puede tener diversos impactos en su cultura. Es un proceso complejo y multifacético, que implica la construcción de una realidad social, una negociación que influye en las actitudes y los comportamientos de las personas, y un fenómeno intertextual en el que múltiples contextos y situaciones prevalecen en el entorno interno y externo (Grant et al., 2005; Vesga et al., 2020). Walk y Handy (2018) lo definen como un fenómeno complejo con perspectivas a veces complementarias y a veces contradictorias, que se evalúa en tres niveles: el micro (individuos), el meso (grupos) y el macro (organizaciones).
Vakola (2014) considera el cambio organizacional como un proceso variable, diverso y multinivel, que debe entenderse desde una perspectiva holística que incluye elementos demográficos, culturales y políticos. Este proceso genera resultados tanto positivos como negativos, que se reflejan principalmente en la productividad de la organización y la calidad de vida de sus miembros. Las percepciones y actitudes de los empleados hacia el cambio dependen de su historia y aprendizaje previo (Chiloane-Tsoka, 2014; Medzo- M’engone, 2021).
El bienestar eudaimónico, que se relaciona con el florecimiento y la realización personal en el trabajo, es fundamental para la calidad de vida de los empleados (Teo et al., 2020). El interés de la psicología en mejorar la calidad de vida se basa en el bienestar, que puede abordarse desde una perspectiva hedónica (bienestar subjetivo) o eudaimónico (significado y autorrealización) (Ryan & Deci, 2000).
El clima organizacional, basado en las percepciones de los empleados sobre diversos aspectos -como la comunicación, la cultura, el liderazgo y el apoyo en el trabajo-, desempeña un papel crucial en la disposición al cambio y el bienestar eudaimónico (Rodríguez et al., 2018). Actúa como mediador, facilitando el cambio, promoviendo el desarrollo personal y profesional y mejorando las relaciones entre los empleados (Gengatharen et al., 2009; Kinderen et al., 2020; Mendoza-Vargas et al., 2022).
El bienestar eudaimónico en el trabajo se relaciona con la realización personal y el florecimiento (Sonnentag, 2015). El clima organizacional, basado en las percepciones de los empleados sobre diversos aspectos -como la comunicación, la cultura y el liderazgo-, desempeña un papel crucial en la disposición al cambio y el bienestar eudaimónico (Peiró et al., 2021; Rodríguez et al., 2018).
De acuerdo con lo anterior se proponen las siguientes hipótesis: (H1) el clima organizacional influye de manera significativa en el cambio organizacional, (H2) el clima organizacional influye de manera significativa en el bienestar eudaimónico, (H3) el cambio organizacional influye de manera significativa en el bienestar eudaimónico y (H4) el clima organizacional tendrá un efecto mediador en la relación entre cambio organizacional y bienestar eudaimónico.
Método
Tipo de estudio y diseño
Se llevó a cabo un estudio cuantitativo explicativo con variables observables (DVO), que analiza la relación funcional entre un predictor y una variable criterio, incluyendo los efectos de terceras variables (Ato et al., 2013). Se aplicó un análisis de mediación del clima organizacional (M) entre las variables cambio organizacional (X) y bienestar eudaimónico (Y), un método recomendado para establecer estadísticamente los efectos de diferentes variables sobre los resultados observados (Hayes & Rockwood, 2017).
Participantes
La muestra se conformó de manera no probabilística con adultos colombianos, españoles y ecuatorianos, seleccionados según criterios de inclusión que incluyeron ser mayores de edad y pertenecer a una organización, y criterios de exclusión que implicaron no aceptar la participación voluntaria o tener impedimentos físicos o mentales que dificultaran la resolución de los instrumentos psicométricos. El cálculo muestral se realizó utilizando el software G*Power 3.1.9.4 (Faul et al., 2007), considerando una prueba de hipótesis a dos colas (error a = .01, Power (1-b err prob) = .99) para dos predictores y un tamaño del efecto f² = .15, lo que resultó en una sugerencia de n = 164 participantes, asignando una cantidad similar de participantes (aproximadamente n 55) para cada país.
El tamaño muestral final fue n = 510 (Colombia: n = 158, 31 %; España: n = 201, 39.4 %; Ecuador: n = 151, 29.6 %), con una edad media de 36.47 años (DE = 12.61) y un tiempo promedio de vinculación de 7.1 años (DE = 9.07). En la tabla 1 se presentan las características sociodemográficas de los participantes por cada país. Se destaca que en cuanto a distribución por sexos fue menor la cantidad de mujeres en Colombia (78.48 % hombres). Además, en los tres países la mayoría de los trabajadores no tenían personal a cargo, las empresas a las que estaban vinculados eran privadas y en su mayor parte estaban vinculados a término indefinido, aunque en Colombia el término fijo también fue elevado (46.20 %). Por cierto, en España la mayoría reportó no encontrarse en situación de cambio organizacional durante la participación en el estudio.
Instrumentos
First Organizational Climate/Culture Unified Search 93 versión reducida (Focus-93). Es un instrumento diseñado para evaluar el clima organizacional, centrado en las dimensiones de apoyo, innovación, reglas y metas (González- Romá et al., 1996). Se usó la versión adaptada por García- Rubiano et al. (2020). En su versión original el cuestionario está compuesto por 12 ítems graduados en una escala tipo Likert de 7 puntos (1. Totalmente en desacuerdo, 2. Bastante en desacuerdo, 3. Algo de desacuerdo, 4. Ni de acuerdo ni en desacuerdo, 5. Algo de acuerdo, 6. Bastante de acuerdo, 7. Totalmente de acuerdo) con ítems como “En mi área de trabajo, los compañeros se ayudan mutuamente para sacar el trabajo adelante” y “La organización muestra apoyo por los problemas personales de los empleados”. A nivel psicométrico, la versión adaptada al español con cuatro dimensiones obtuvo un 41.34 % de la varianza explicada total, con cargas factoriales entre .32 y .72, y una consistencia interna alfa de Cronbach entre .67 y .88 en las cuatro escalas. En el presente estudio España obtuvo un a = .92 y un w = .90; Colombia, un a = .92 y un w = .92, y Ecuador, un a = .92 y un w = .91. En cuanto a valores de ajuste estructural, se obtuvieron X² = 131.24, gl = 71, p < .01, TLI = .99, CFI = .99, y RMSEA = .04.
Cuestionario para Evaluar la Disposición al Cambio Organizacional (Cedco). El Cedco fue desarrollado por García-Rubiano et al. (2020), para obtener una medida de la disposición al cambio organizacional, en tres subescalas: (1) dimensión individual, (2) dimensión grupal y (3) dimensión organizacional, con ítems como “Los cambios en la organización favorecen mi desempeño laboral” y “Conforme se desarrollan los cambios, la organización brinda recursos para enfrentarlos e indica su forma de uso”. Se compone de 23 ítems con respuesta tipo Likert de seis opciones (desde 1. Total desacuerdo hasta 6. Total acuerdo). A nivel psicométrico cuenta con cargas entre .58 y .82 en el factor individual, entre .42 y .65 en el factor grupal y entre .49 y .76 en el factor organizacional, y presenta una fiabilidad, según el alfa de Cronbach, de a = .95 y, según omega de Mc Donald, de w = .96. En el presente estudio España obtuvo un a = .92 y un w = .91; Colombia, un a = .92 y un w = .93 y Ecuador, un a = .96 y un w = .93. En cuanto a valores de ajuste estructural, se obtuvieron X² = 897.73, gl = 247, p < .01, GFI = .95, TLI = .95, CFI = .95, RMSEA = .08.
Índice de Bienestar Eudaimónico (EWB ). El test de bienestar eudaimónico fue diseñado como una medida de bienestar global en un estudio con 166 países y un tamaño muestral de 1 800 000 respondientes (Joshanloo, 2018), con siete ítems que miden aprendizaje (“¿Aprendió o hizo algo interesante ayer?”), apoyo social (“Si estuviera en problemas, ¿tiene familiares o amigos con los que puedas contar para que le ayuden cuando los necesite, o no?”), respeto (“¿Le trataron con respeto todo el día de ayer?”), eficacia (“¿Puede la gente en este país salir adelante trabajando duro o no?”), libertad (“En (este país), ¿está satisfecho o insatisfecho con su libertad de elegir lo que hace con tu vida?”), ayuda a desconocidos (“ (En el último mes) ¿Ha ayudado a un extraño o a alguien que no conocía que necesitaba ayuda?”), y voluntariado (“ (En el último mes) ¿Ha ofrecido su tiempo como voluntario a una organización?”). El formato de respuesta es dicotómico, codificado como 1 = sí y 0 = no. Entre sus propiedades psicométricas, en la versión original presentó cargas factoriales entre .502 y .783. Con un método de máxima verosimilitud robusta se obtuvo un modelo con valores de ajuste confirmatorios RMSEA = .073 y CFI = .989, sin reportar indicadores de consistencia interna (alfa de Cronbach u omega de Mc Donald) en la versión utilizada. En el presente estudio España obtuvo un a = .67 y un w = .77; Colombia, un a = .62 y un w = .68 y Ecuador, un a = .72 y un w = .77. En cuanto a valores de ajuste estructural, se obtuvieron X² = 42.75, gl = 14, p < .01, GFI = .98, TLI = .87, CFI = .88, RMSEA = .06.
Procedimiento
Inicialmente se contactó a los gerentes de talento humano de diversas empresas en España, Ecuador y Colombia para obtener el permiso necesario para aplicar los cuestionarios. Una vez obtenido el acceso a las organizaciones, los cuestionarios se distribuyeron a través de la plataforma Google Forms.
Plan de análisis de datos
Los datos se procesaron utilizando el software estadístico JASP 0.18 (JASP Team, 2023). Se realizó un análisis de diferencias entre los valores obtenidos en las variables de disposición al cambio, clima organizacional y bienestar eudaimónico. Luego se procedió a verificar un modelo de senderos mediante ecuaciones estructurales, verificando previamente la normalidad multivariada (asimetría y curtosis multivariada en el coeficiente de Mardia, p > .05). También se calcularon los indicadores de ajuste CFI (esperable mayor a .95), TLI (esperable mayor a .95), RMSEA (esperable menor a .08) y SRMR (esperable menor a .08) (Hu & Bentler, 1999), incluido un análisis multigrupo por país para analizar si las variaciones entre modelos resultaban estadísticamente significativas (ΔX², Δdf, y p > .05) (Chen, 2007).
Después se revisaron los coeficientes de regresión entre variables, la determinación R2 y los valores b estandarizados con intervalo de confianza del 95 %. Adicionalmente, se indagaron los valores z y p de cada efecto (directo, indirecto y total) para verificar la mediación. Se cerró el análisis estadístico con un gráfico de senderos estandarizado para observar con mayor precisión los resultados obtenidos.
Consideraciones éticas
Se garantizó la confidencialidad y privacidad de los participantes, así como el resguardo de las bases de datos en correos institucionales. Se aseguró la autorización de las empresas para llevar a cabo la investigación. El estudio se consideró de bajo riesgo y se contó con la aprobación de las instituciones investigadoras. El estudio se realizó siguiendo los lineamientos de la Resolución n.o 008430 de 1993 y la Ley 1090, que establece el código deontológico para el ejercicio de la psicología en Colombia (Minsalud, 2006). De igual manera, el proyecto fue avalado por el comité de ética de la institución financiadora (Universidad Católica de Colombia).
Resultados
Se revisó inicialmente si había diferencias estadísticamente significativas entre los tres países participantes en cuanto a las medidas de clima organizacional, cambio organizacional y bienestar eudeaimónico. Para ello se hicieron anovas de una vía, y en los casos en los que se hallaron diferencias se calculó el tamaño del efecto de estas. Se encontró que en la medida de disposición al cambio organizacional hay diferencias entre los países, pero el tamaño del efecto fue cercano a cero, es decir, una diferencia muy pequeña (F = 5.95, df = 2, p = .0028, η² = .02), Algo parecido ocurrió en la medida de bienestar (F = 4.28, df = 2, p = .01, η² = .02), pero no se encontraron diferencias en la medida de clima organizacional (F = 1.27, df = 2, p = .28). Estos hallazgos sugieren que puede haber pequeñas variaciones en la capacidad explicativa en un modelo de regresión lineal, por lo cual este debe ser controlado.
Se planteó un modelo hipotético con las subescalas de las medidas para identificar la capacidad explicativa de un modelo de senderos en el que la disposición al cambio organizacional explica el bienestar eudaimónico mediado por el clima organizacional. Mediante un modelado de ecuaciones estructurales se verificó la normalidad multivariada, en la que se obtuvieron indicadores de anomalías en la distribución de los datos (asimetría = 8.20, X² = 697.22, df = 120, p < .001; curtosis = 104.81, z = 22.14, p < .001). Ante estos hallazgos, se eligió un método de estimación del modelo estructural de mínimos cuadrados ponderados diagonalmente (Diagonally Weighted Least Squares, DWLS), recomendado para datos con distribuciones que presentan anormalidad multivariada (Mindrila, 2010). En la figura 1 se presenta el modelo de senderos verificado. Los indicadores de ajuste estructural fueron favorables con respecto al modelo hipotético de base a nivel general (X² = 31.86, df = 18, p < .02), a nivel de ajuste comparativo (CFI = .99, TLI = .98), y en cuanto a errores (RMSEA = .04, IC90 % = .01-.06; SRMR = .05). En cuanto a las variaciones por países, el análisis de invarianza reflejó que no hay variaciones estadísticamente significativas entre los modelos de senderos, es decir, los valores de diferencias obtenidos en los anovas iniciales no presentaron cambios relevantes en los modelos revisados (ΔX² = 45.65, Δdf = 54, p = .78).
Nota: el gráfico presenta las variables latentes (círculos), y los indicadores (cuadros) conectados por senderos.
Figura 1 Modelo de ecuaciones estructurales obtenido para el estudio
Los valores R2 obtenidos indican una proporción de la varianza explicada en las variables dependientes del modelo. En el caso de la disposición al cambio se obtuvo un valor R2 = .52, y un poco más bajo para el clima organizacional, con un R2 = .48, ambos valores significativos para el modelo de senderos obtenido. De esta manera, las hipótesis planteadas resultaron verificadas con valores p < .05, con valores predictivos mayores entre cambio organizacional y clima, y menores entre cambio organizacional y bienestar eudaimónico, así como entre clima organizacional y bienestar eudaimónico. Finalmente, en los efectos directos se obtuvo un valor estadísticamente significativo (Cedcototal→ EWBtotal, z = 3.22, p = .00129, IC95 % = .00435 y .02), al igual que en los efectos indirectos (Cedcototal→Focustotal→ EWBtotal, z = 3.98, p = < .001, IC95 % = .00438 y .01), y los efectos totales del modelo (Cedcototal→EWBtotal, z = 7.10, p < .001, IC95 % = .01 y .03).
Discusión
Los resultados del estudio revelan importantes hallazgos sobre la relación entre el clima organizacional, el cambio organizacional y el bienestar eudaimónico de los empleados. En particular, estos hallazgos no indicaron diferencias significativas entre los tres países en el modelo de mediación. Estos resultados son fundamentales para evaluar el respaldo a las hipótesis planteadas Indican que el cambio organizacional tiene una capacidad predictiva baja en relación con el bienestar eudaimónico de los empleados. Sin embargo, esto no contradice la hipótesis H3, que propone que el cambio organizacional influye de manera significativa en el bienestar eudaimónico. La baja capacidad predictiva podría estar relacionada con la complejidad de medir y predecir tal bienestar eudaimónico, que es un concepto multidimensional. Esto no descarta completamente la relación entre el cambio organizacional y el bienestar eudaimónico. Existe evidencia en la literatura de que el cambio organizacional puede influir en el bienestar de los empleados si se gestiona adecuadamente. Por ejemplo, estudios previos han demostrado que la percepción de la justicia en el proceso de cambio puede tener un impacto en el bienestar psicológico (Peiró et al., 2021; Rodríguez et al., 2018). Esto sugiere que factores específicos relacionados con la implementación del cambio pueden influir en la relación entre el cambio organizacional y el bienestar eudaimónico.
Podría parecer que la correlación baja entre el clima organizacional y el bienestar eudaimónico no respalda la hipótesis H2, que postula que el clima organizacional influye en el bienestar eudaimónico. Sin embargo, es importante destacar que la evidencia en la literatura respalda esta relación, así que la baja correlación en este estudio podría deberse a diversas variables intervinientes no consideradas en el análisis. En la literatura hay ejemplos de cómo un clima organizacional positivo puede contribuir al bienestar eudaimónico de los empleados. Investigaciones anteriores han destacado la importancia del apoyo social percibido en la organización como predictor de la satisfacción vital y el afecto positivo (Siedlecki et al., 2014). Esta evidencia respalda la noción de que el clima organizacional puede desempeñar un papel en el bienestar psicológico de los empleados.
El hallazgo más significativo es la alta correlación entre cambio organizacional y clima organizacional, respaldando la hipótesis H1, que plantea que el clima organizacional influye en el cambio organizacional. Esta relación resalta la importancia de gestionar el cambio de manera eficaz para influir en el clima organizacional y, en última instancia, en el bienestar de los empleados. Adicionalmente la forma en que se gestiona y comunica el cambio puede influir en la percepción del clima organizacional por parte de los empleados (Kinderen et al., 2020). Un cambio bien gestionado puede contribuir a un clima organizacional positivo, lo que a su vez puede impactar en el bienestar eudaimónico.
A pesar de los hallazgos mixtos, la literatura en el campo de la psicología organizacional respalda la interconexión entre estos factores. Los resultados de este estudio refuerzan la idea de que, aunque las correlaciones pueden ser bajas, la gestión del cambio y el clima organizacional son factores críticos para el bienestar de los empleados en el contexto organizacional.
En última instancia, se requieren más investigaciones para explorar a fondo estos vínculos y comprender las variables intervinientes que pueden moderar estas relaciones en entornos organizacionales específicos. Además, se recomienda para futuros estudios solventar limitaciones relativas a los instrumentos usados, en particular la medida de bienestar eudaimónico, dados sus valores bajos de consistencia interna obtenidos en el estudio, algo atribuible a la escasa cantidad de ítems que componen la prueba u otras variaciones en la medida no revisadas a profundidad en este estudio. Otra de las limitaciones se adscribe al tipo de muestreo no probabilístico e intencional, cuya capacidad de generalización de los hallazgos puede resultar generalizable a los contextos de la investigación y puede perder capacidad de reproducción en otros contextos organizacionales. En conclusión, estos hallazgos pueden ayudar a las organizaciones a desarrollar estrategias para mejorar el bienestar de sus empleados a través de la gestión del cambio y la promoción de un clima organizacional positivo1.
