Introducción

La autoeficacia, constructo desarrollado en el marco de la Teoría Social Cognitiva (TSC), es definida como "...las creencias en las propias capacidades para organizar y ejecutar los cursos de acción requeridos para producir unos determinados logros futuros." (^{Bandura, 1986}, p.391). De acuerdo con la TSC, las creencias de autoeficacia se desarrollan a través de fuentes como: a) la experiencia de éxito y de dominio, b) la experiencia vicaria mediante la observación de logros y fracasos de los demás, c) persuasión verbal y, d) los estados fisiológi cos o de activación emocional. Entre estas, la experien cia de éxito y dominio posee mayor relevancia pues es la repetición de experiencias de éxito en situaciones simi lares las que generan una valoración favorable de sus ca pacidades y competencias para realizar dichas acciones, y de ese modo elevar la probabilidad de ocurrencia en un futuro cercano (^{Bandura, 1997}; ^{Salanova, Bresó & Schaufeli, 2005}). En ese sentido, la autoeficacia es con siderada un componente adaptativo (^{Bandura, 2002}; ^{Velásquez, 2009}) pues aporta al proceso de regulación cognitiva, afectiva y comportamental de las personas (^{Bandura, 1993}). Dicha regulación se logra a partir de la interacción con el ambiente durante la evaluación de las oportunidades y obstáculos en situaciones específicas (Bandura, 1997) siendo las creencias de autoeficacia un factor decisivo para la elección de la actividad, la can tidad de esfuerzo y perseverancia en el afrontamiento de las dificultades para la obtención de logros. Por tal motivo, una autoeficacia elevada trae consecuencias positivas en el bienestar psicosocial de la persona (Ban dura, 1997, 2002; ^{Salanova, Bresó & Schaufeli, 2005}) aunque también se entiende que una baja autoeficacia favorece la evitación de la situación que se debe afrontar, así como los desajustes en su adaptación por sus impli cancias con el malestar psicosocial (^{Salanova, Lorente & Vera, 2009}).

El supuesto teórico de la TSC sobre la autoeficacia es contrastable en el mundo del trabajo y las organi zaciones laborales. La autoeficacia cumple el papel de moderador (^{Jex, Bliese & Primeau, 2001}) minimizando el impacto de las demandas laborales como la sobrecarga cuantitativa (^{Jex & Bliese, 1999}; ^{Salanova et al., 2005}), la rutina (^{Grau, Salanova & Peiró, 2012}) y el acoso la boral (^{Meseguer, Soler & García-Izquierdo, 2014}). Así también, influye de forma inversa sobre consecuentes relacionados con el malestar psicosocial, tales como el síndrome de burnout (^{Evers, Browers & Tomic, 2002}; ^{Gil-Monte, García-Juesas & Caro, 2008}) o el presentismo laboral (^{Lu, Peng, Yen & Cooper, 2014}) y, de manera directa con constructos vinculados al bienestar como el engagement (^{Consiglio, Borgogni & Di Tecco, 2005}; ^{Juárez, 2015}; ^{Xanthopolou, Bakker, Demerouti & Schaufeli, 2007}) o la satisfacción en el trabajo (^{Boluarte & Me rino, 2015}; ^{Klassen & Chiu, 2010}; ^{Siu, Spector, Cooper & Lu, 2014}; ^{Yañez, Arenas & Ripoll, 2010}). También se reporta que son sus niveles elevados los que impactan con el desarrollo organizacional, siendo asociados con el incremento del desempeño del trabajador (^{Stajkovic & Luthans, 1998}). Por ello, teorías explicativas integradas en la psicología de la salud ocupacional consideran a la autoeficacia como un recurso personal en la compren sión del estrés laboral, el bienestar psicosocial y el rendi miento laboral (^{Bakker & Demerouti, 2013}).

No obstante, a pesar de la consistencia conceptual, empírica y teórica de la autoeficacia, su medición sigue siendo objeto de polémica. Los instrumentos existentes se diferencian según la consideración de la dimensionalidad del constructo, es decir, medidas multidimensio nales (^{Bandura, 2006}; ^{Skaalvik & Skaalvik, 2007}, ²⁰¹⁰) y unidimensionales (^{Scholz, Gutiérrez, Sud & Schwarzer, 2002}); y según el tipo de enfoque, donde destacan aquellos que evalúan la autoeficacia como constructo general (^{Judge, Erez, Thoresen & Bono, 2002}; ^{Schwarzer & Jerusalem, 1995}) y como constructo orientado a dominios específicos (Bandura, 1997; ^{Salanova, Cifré, Grau, Llorens & Martínez, 2005}). En este último enfo que, las medidas de autoeficacia exploran el dominio, la habilidad o la tarea (^{Bong, 2006}) y en otros casos, el ca rácter temporal de la habilidad percibida evaluando en presente la eficacia personal (competencia personal) y en futuro las creencias de autoeficacia propiamente dichas (Bandura, 2002; Salanova et al., 2005). Para Bandura (2006), es la medición de la autoeficacia en dominios específicos la que posee mayor correspondencia expli cativa y teórica dado que está orientada a evaluar áreas particulares donde la persona puede poner a prueba sus competencias y esta premisa es corroborada en estudios empíricos en muestras de enfermeras (^{Salanova, Lorente, Chambel & Martínez, 2011}) y en docentes (Salanova et al., 2005; ^{Woolfolk & Burke, 2005}).

Entre estas propuestas de medición, surge el ins trumento de Autoeficacia Profesional (^{Maffei, Spontón, Spontón, Castellano & Medrano, 2012}) un cuestionario de autoinforme breve y unidimensional vinculado a ex plorar las creencias de autoeficacia de forma específica en el trabajo, adaptado en la población cordobesa par tiendo de estudios precedentes de ^{Salanova et al. (2005)} y Salanova et al. (2005). Respecto a las propiedades psicométricas del AU-10, se reporta una estructura interna de carácter unidimensional, su relación con medidas teóricamente coherentes (e.g.: autoeficacia laboral y el desempeño diferencial entre grupos sociodemográficos como el género y la edad). A su vez, con respecto a la confiabilidad de las puntuaciones fue obtenida una evi dencia favorable (a = .88). Por ello, las propiedades psicométricas del AU-10 son identificadas como robustas en estudios empíricos (^{Meseguer et al., 2014}), aunque respecto a las réplicas de su estudio se reporta la pre sencia de errores correlacionados, los cuales podrían sobreestimar levemente la confiabilidad (^{Merino, 2015}). Luego de ello, el uso del AU-10 todavía es escaso, pero considerando sus características métricas, es oportuno continuar con la exploración de las evidencias de vali dez y confiabilidad en un contexto distinto al que fue estudiado.

Dado que en el contexto peruano los estudios so bre la autoeficacia en el trabajo son escasos, la necesidad de utilizar instrumentos con propiedades psicométricas estudiados bajo estándares internacionales (^{American Educational Research Association, American Psycholo gical Association & National Council on Measurement in Education, 2014}) es prioritario para el campo de la investigación y de aplicación de uso profesional. Por tan to, el objetivo del estudio es obtener las primeras evi dencias de validez, tanto de su contenido como de su estructura interna, y de confiabilidad del AU-10 (^{Maffei et al., 2012}) en administradores de una empresa privada de retail de la ciudad de Lima Metropolitana.

Método

Diseño

El diseño del estudio es de tipo instrumental (^{Ato, López & Benavente, 2013}).

Participantes

Un total de 100 trabajadores (55 % varones) ad ministrativos de una empresa de retail provenientes de la ciudad de Lima fueron seleccionados a partir de un muestreo aleatorio de tipo intencional que parte del juicio del propio investigador, quien considera la mues tra como representativa a la población de estudio. Las edades estuvieron comprendidas entre 21 y 58 años (M = 31,20; DE = 7,02) con diferencias en relación al género (t_[98] = 1,62; p =.11; d = ,32), los cargos de los tra bajadores administrativos se distribuyeron en asistentes (38 %), analistas (42 %), y el personal de jefatura (20 %) con años de antigüedad desde los 6 hasta 219 meses (M = 43,05; DE = 34,596; Mdn = 36,00), siendo la mayo ría personas solteras (69 %) y sin hijos (71 %).

Instrumento

Cuestionario de Autoeficacia Profesional-AU-10 (Maffei et al., 2012).

El AU-10 es un instrumento que explora las creen cias de autoeficacia de los trabajadores evaluando su ha bilidad para hacer frente a las dificultades relacionadas con sus labores cotidianas. La estructura del AU-10 está conformada por un total de 10 ítems que son valorados en una escala Likert que varía de cero (nunca o ninguna vez) a seis (siempre o todos los días).

Procedimiento

Previa aplicación, fue analizada la validez del con tenido mediante el criterio de jueces con un total de ocho profesionales con experiencia en el campo de la psicología organizacional. Los expertos evaluaron el gra do de representatividad del ítem frente al constructo, un procedimiento formal comúnmente aplicado al inicio de la construcción de los instrumentos de medición psi cológica en el presente estudio, su aplicación responde a un sentido de adaptabilidad del instrumento al contexto peruano.

Previa autorización de las jefaturas correspon dientes, los instrumentos fueron aplicados en grupos de diez a veinte personas en un horario concertado con los trabajadores. Solo participaron las personas que previa mente firmaron el consentimiento informado siguiendo las indicaciones de la Declaración de Helsinki para estu dios con humanos.

Por último, no se generó ningún conflicto de inte rés entre los autores del presente manuscrito.

Análisis de datos

Validez de contenido. Se implementó el acuerdo de jueces para evaluar la representatividad de los ítems a través de su relevancia sobre el constructo. La sistemati zación y cuantificación de las respuestas fueron elabora das mediante el coeficiente V de ^{Aiken (1980}, ¹⁹⁸⁵⁾ jun to a sus intervalos de confianza (^{Fidler, 2002}; ^{Penfield & Giacobbi, 2004}) calculados mediante un programa ad-hoc (^{Merino & Livia, 2009}). Fue implementada una me dida no restrictiva (límite inferior del IC superior a .50) para valorar la pertinencia del ítem (^{Cicchetti, 1994}).

Análisis estructural. Para el análisis de la estruc tura interna del AU-10 fue utilizado un análisis factorial confirmatorio ejecutado con el programa EQS 6.2 (^{Bentler & Wu, 2012}) bajo las siguientes condiciones: método de máxima verosimilitud (^{Beaducel & Herzberg, 2006}) y matrices de covarianzas, debido a que por la cantidad de opciones de respuesta (siete), los ítems podrían considerarse como variables continuas (^{Dominguez-Lara, 2013}; ^{Lozano, García-Cueto & Muniz, 2008}).

Fue evaluado el modelo unidimensional (^{Maffei et al., 2012}), que indica que todos los ítems son influi dos por una sola variable latente. La evaluación del ajus te de dicho modelo fue realizada considerando diversos índices: RMSEA (< .05), CFI (> .95), SRMR (< .05) y la prueba general _^%2 corregida (^{Satorra & Bentler, 1994}).

De forma simultánea se exploró la pertinencia de modelar errores correlacionados considerando la magni tud de los Indices Modificadores (^{Sorbom, 1989}), ya que existe evidencia de su presencia en estudios de valida ción del AU-10 (^{Maffei et al., 2012}; ^{Merino, 2015}) y son frecuentes cuando existe cercanía entre los ítems o el fra seo es parecido (^{Domínguez-Lara & Merino-Soto, 2017}). Además, la necesidad de explorarlo obedece a que su presencia incrementa espuriamente los índices de ajuste (^{Domínguez-Lara, 2016a}; ^{Dunn, Baguley & Brunsden, 2014}). Una vez detectados los errores correlacionados, se procedió a modelarlos, y evaluar su impacto en el ajuste del modelo, ya que no tenerlos en cuenta podría llevar a considerar un modelo mal especificado (Domínguez-Lara, 2016b).

Confiabilidad. A fin de garantizar el uso correc to del coeficiente α fue analizada la tau-equivalencia (M_t), y posteriormente cuánto afecta la presencia de errores correlacionados a los indicadores de confiabili dad (^{Dunn et al., 2014}). La tau-equivalencia se constata comparando los índices de ajuste con el modelo previo (congenérico; M_C), considerando variaciones en el CFI (CFI_t - CFI_C < -.01), RMSEA (RMSEA_T - RMSEA_C > .015) y SRMR (SRMR_t - SRMR_C > ,030) (^{Chen, 2007}).

Posteriormente fue calculada la confiabilidad de los puntajes observados mediante el coeficiente α (^{Cronbach, 1951}) con intervalos de confianza (^{Dominguez-Lara, 2016c}) utilizando el módulo ICalfa (^{Domínguez-Lara & Merino-Soto, 2015}), y en las variables la tentes por medio del coeficiente ω (^{McDonald, 1999}) y H (^{Domínguez-Lara, 2016d}; ^{Hancock & Mueller, 2001}). Por último, fue realizada una corrección por la presen cia de errores correlacionados al coeficientes Q (^{Raykov, 2001}).

Conflicto de Interés

No existió ningún tipo de conflicto de intereses entre los autores para la publicación del presente ma nuscrito.

Resultados

Análisis del contenido. La evaluación del grado de acuerdo entre los jueces (Tabla 1) respecto a la rele vancia, indica que los ítems son representativos del constructo evaluado.

Análisis descriptivo. El análisis preliminar indica que el promedio de cada ítem está cercano a la respues ta superior (M_general = 4.382), y a pesar de que todos los ítems poseen indicadores de asimetría y curtosis dentro de lo esperado +/- 1.5 (^{Pérez & Medrano, 2010}) e índices estandarizados de asimetría (^{Malgady, 2007}) con valores aceptables (SSI < .50), el rango de respuesta es restringi do (opción 3 a opción 6), por lo que sería conveniente utilizar posteriormente matrices policóricas (^{Lee, Poon & Bentler, 1995}), ya que por el número de opciones de respuesta efectivamente respondidas (cuatro) es conve niente que sean considerados como medidas ordinales (^{Domínguez-Lara, 2014}).

Análisis estructural. Los índices de ajuste del mo delo unidimensional (M_:) fueron poco aceptables: SB-x2 ₍₃₅₎ = 122.274 (p < .001); CFI = .861; RMSEA (IC 90%) = .159 (.128, .188); SRMR = .107. De modo simultáneo a ese análisis, los IM sugieren la correlación entre tres pares de errores que incrementarían significativamente los índices de ajuste. Estos fueron modelados de forma progresiva.

En primer lugar, al modelar la correlación entre los errores de los ítems uno y dos (q>_{3 2} = .596; p < .05), los índices de ajuste mejoran de forma sustancial: SB-x²

₍₃₄₎ = 69.882 (p < .001); CFI = .943; RMSEA (IC 90%) = .103 (.068, .137); SRMR = .086. En segundo lugar, fue modelada adicionalmente la correlación entre los errores de los ítems dos y nueve (^2, 9 = -.210; p < .05), incrementando los índices de ajuste: SB-x2 (₃₃) = 64.120 (p < .001); CFI = .950; RMSEA (IC 90%) = .098 (.061, .132); SRMR = .081. Finalmente, la correlación entre los errores de los ítems dos y tres (^_{2 3} = .189; p < .05), me joraron el ajuste (SB-x2 _[32] = 58.189 [p < .01]; CFI = .958; RMSEA [IC 90%] = .091 [.052, .127]; SRMR = .077), aunque no de forma sustancial.

En este panorama, se decide retirar de dicho ítem (M₂ = M₃ sin ítem 2), debido a que participa direc tamente en los tres pares de errores correlacionados, y al mantenerlos se eleva espuriamente tanto el ajuste como los indicadores de confiabilidad. De este modo, se vuel ve a evaluar el ajuste manteniendo el cálculo de los IM. El ajuste de M₂ mejora respecto a Mp SB-x2 (₂₇) = 51.731 (p < .01); CFI = .950; RMSEA (IC 90%) = .096 (.055, .135); SRMR = .076. Asimismo, la mayoría de los coefi cientes de configuración presentan magnitudes adecua das (X > .50) y son estadísticamente significativos (p < .001). Los IM indican que es necesario modelar la corre lación entre los errores de los ítems uno y tres, y al reali zarlo (9₁₃ = .378; p < .05), la magnitud de los índices de ajuste aumentó: SB-x2 ^ = 36.842 (p = .077); CFI = .978; RMSEA (IC 90%) = .065 (.000, .109); SRMR = .063.

Confiabilidad. Sobre la base del modelo conge nérico (M₂) se evaluó la tau-equivalencia mediante la es pecificación de la igualdad estadística de los coeficientes de configuración (también llamados cargas factoriales). El modelo tauequivalente mostró indicadores de ajus te de baja magnitud (SB-x² _[35] = 77.680 [p < .001]; CFI = .914; RMSEA [IC 90%] = .111 [.077, .143]; SRMR = .106), y al observar los cambios en el CFI (Δ_CFI = -.036), RMSEA (Δ_rmsea = .015) y SRMR (Δ_SRMR = .030) indican que el modelo tau-equivalente no es viable. Por lo tanto, el uso del coeficiente a no estaría justificado (^{Dunn et al., 2014}).

Entonces, fueron calculados coeficientes de con fiabilidad basados en variables latentes, obteniendo in dicadores elevados tanto en el H (.843) como en el co eficiente ra (.827), incluso después de la corrección por presencia de errores correlacionados (ω_corregido= .809).

Discusión

Se han desarrollado diversos estudios de la auto-eficacia tomando en cuenta la TSC, siendo el contexto de trabajo uno de los focos comunes de exploración. Usualmente, los trabajadores invierten una cuota impor tante de tiempo y esfuerzo en el contexto laboral y las exigencias y/o demandas que deben experimentar como resultante de su interacción con las condiciones laborales requieren de la involucración de constructos como la autoeficacia, el cual se configura como un componente amortiguador de estas amenazas, cumpliendo entonces un rol significativo sobre la motivación, el afrontamiento del estrés y la búsqueda de logros en el trabajo (Sa lanova et al., 2009) sobre todo cuando su exploración se establece en dominios específicos. Por tanto, dada su importancia se cree necesario contar con instrumentos de medición que posibiliten una examinación del constructo de forma específica en los entornos laborales.

Es por ello que el presente estudio aporta a la exploración preliminar de las propiedades psicométricas del AU-10 en trabajadores peruanos del área de ad ministración de una empresa de retail. En general, los resultados obtenidos resaltan la robustez del AU-10 ya que, en opinión de los expertos consultados, los ítems son representativos al constructo además, se halló una estructura unidimensional así como niveles adecuados de confiabilidad.

Respecto a la validez de contenido, la relevancia es una forma común de evaluar la representatividad de los ítems respecto al constructo cuando se construye un instrumento de medición psicológica (^{Mokkink et al., 2010}). En la presente investigación la exploración de la representatividad del ítem responde a una iniciativa de contrastar si la forma de explorar el constructo autoeficacia profesional en otros contextos es compatible con el medio peruano a partir de la evaluación a jueces expertos, quienes mostraron respuestas homogéneas y favorables.

En cuanto a la exploración de la dimensionalidad del AU-10, los resultados encontrados son similares a los obtenidos en estudios previos (^{Maffei et al., 2012}; Salanova, Cifre et al., 2005) corroborando entonces la unidimensionalidad del constructo, aunque en un contraste más minucioso (Maffei et al., 2012) existe un punto que requiere ser observado: la presencia de errores correla cionados. Por ejemplo, en el estudio fueron reportados tres casos de errores correlacionados siendo el ítem dos (Seré capaz de resolver problemas difíciles en mi trabajo si lo intento ) constante en cada uno de ellos, influenciando a un desajuste del modelo y sesgos relacionados a la so breestimación de la confiabilidad, los errores correlacio nados es una problemática habitual en los estudios de psicología que requieren priorización en su detección (^{Domínguez-Lara, 2016b}). Para ajustar los resultados ob tenidos se retiró el ítem dos y el análisis posterior indicó que el modelo mejora considerablemente en cuanto a su ajuste, así como respecto a la confiabilidad > .80; (^{Ponterotto & Charter, 2009}). Sin embargo, ante la falta de he terogeneidad y la poca cantidad muestral la determina ción de retirar el ítem dos queda limitada a este reporte, ya que un factor que pudo afectar es el tamaño muestral, o las características ocupacionales del grupo. Por ello, se espera que para futuros estudios se supere ese reto y se determinen decisiones más concernientes sobre el ítem.

El AU-10 aún se encuentra en fase experimental y las evidencias satisfactorias encontradas a nivel psicométrico en la presente investigación alientan a imple mentar estudios adicionales. Inicialmente es necesario replicar el estudio para fortalecer las propiedades psicométricas del instrumento en el contexto laboral perua no, de igual forma, se requiere explorar la fortaleza del AU-10 a nivel de una red nomológica a fin de constatar el papel influyente de la autoeficacia sobre las demandas laborales y su predicción en la explicación del estrés y sus consecuentes vinculados a la salud, la calidad de vida y el desempeño laboral. Cabe mencionar que esta dirección de estudios comúnmente se ha elaborado tomando de base la comprensión de modelos teórico-explicativos que se integran en la psicología de la salud ocupacional, dis ciplina que hasta la actualidad en el contexto peruano carece de una oferta formativa universitaria (^{Fernández-Arata, Calderón-De la Cruz & Navarro, 2016}), lo cual en parte explicaría la escasez de estudios sobre el constructo. De igual manera, investigaciones futuras deben resaltar las posibles implicancias diferenciales de los factores sociodemográficos en la comprensión de la autoeficacia (explorando las relaciones de la autoeficacia según car gos jerárquicos en las empresas). Todos estos aspectos anteriormente indicados mejorarán las decisiones a ni vel de intervención y promoción de la salud ocupacional del trabajador en su contexto laboral.

Cabe señalar que si bien las limitaciones del pre sente estudio podrían focalizarse en el tamaño muestral y la falta de heterogeneidad respecto a las características de los participantes (por ejemplo: trabajadores de retail de una sola empresa), esto no desacredita la potencial utilidad de los resultados del AU-10 debido a la especi ficidad situacional del constructo (autoeficacia laboral) y número de ítems (diez), así como la solvencia empí rica reportada en estudios previos en otros contextos. Por ello, los resultados brindados en este primer estudio constituyen un aporte meritorio para los profesionales e investigadores relacionados al mundo de las organizacio nes, quienes pueden dirigir su atención en seleccionar a la autoeficacia como una medida priorizable en el campo laboral peruano.