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La identidad organizacional requiere conceptos precisos que permitan comprender múltiples identidades organizativas 1. La identidad involucra la autopercepción del grupo, el ejercicio de roles, significados emocionales y valoraciones individuales 2,3. Ello deriva en expectativas de un futuro compartido colaborador-organización, con actitudes y comportamientos positivos 4. Su base conceptual está relacionada con creencias, experiencias, sentimientos e información del individuo para identificarse con la organización 5.
Así, la identidad deriva de una serie de rasgos y mecanismos conductuales, un universo simbólico, una representación imaginaria común y formas de interacción grupal que marcan diferencias con otras organizaciones. Esto se identifica desde dos atributos:
rasgos del sector y actividad productiva y, estilo directivo 6, en especial del tipo y características de trabajo 7, donde los valores se utilizan para promover la identidad y cultura en la organización 8. La identidad, asimismo, propicia calidad emocional, pertenencia y vínculos psicológicos entre el individuo y el grupo 9. Es decir, la identidad se convierte en un conjunto de atributos visibles y vivibles 10.
Para garantizar la continuidad de una persona en la organización, Revilla 11 destacó la apariencia física, la marca, la autoconciencia, la memoria y la necesidad de garantías que inciden en la cultura organizacional y afectan directamente el sentimiento de identidad 12.
Castro Almeida 13 encontró correspondencia entre la participación de cada miembro de la organización, según su jerarquía e imagen social de la empresa, lo que repercute en mejores perspectivas futuras si se pertenece al grupo. La identidad se relaciona positivamente con factores como la satisfacción laboral 14, el afecto, el comportamiento cooperativo, el rendimiento 15, la proactividad, la resistencia al cambio y la lealtad 16. Con las tecnologías de información y comunicación 17,18, se prioriza la caracterización de sus consecuencias 19 y el análisis de las prácticas de los directivos ante la posibilidad de obtener ganancias no previsibles 20.
Entre los métodos más utilizados para estudiar la identidad organizacional están el enfoque estadístico y el análisis del discurso; el primero, para identificar el papel de los directivos en su configuración y, el segundo, para analizar el papel de la identidad en la transformación de situaciones de trabajo 21 y su dinamismo o ambigüedad a través del tiempo 22. Los estudios cuantitativos adoptan escalas para el diagnóstico apoyados en nociones de elección, estabilidad, coherencia, positividad y autenticidad 23.
En México, la medición de la identidad hacia los empleados inicia con los aportes de Haigh 23 mediante un instrumento de 15 ítems (11=0,875) obtenido con un análisis factorial exploratorio, pero sin una estructura factorial confirmatoria. El autor encontró un vínculo entre metas, valores de los trabajadores y valores de la organización y el vínculo y compromiso entre sus propósitos 24.
Asimismo, el análisis de la identidad en el sector salud en México, contempla al conjunto de entidades e instituciones que brindan atención y cuidado de la salud y que, de acuerdo con Dantés et. al. 25, abarcan dos sectores: público y privado. En el ámbito público hay instituciones de seguridad social estatales y federales que atienden a trabajadores de la economía formal. Mientras que los sectores sociales no contributivos son atendidos a través del Instituto de Salud para el Bienestar (INSABI), los servicios privados atienden sectores que cuentan con pólizas particulares de gastos médicos o bien, poseen condiciones económicas para costear hospitales, sanatorios y clínicas particulares.
Así, se considera a la identidad como factor de importancia en la administración de servicios de salud, pues como señalan Ortega et al(26), en estos convergen aspectos multifactoriales que configuran la idiosincrasia de su personal e inciden en la gestión, lo cual propicia el sentido de pertenencia al sector -con sus valores y cultura- que en su dinámica e interacción dotan de significado la labor, cuya medición requiere instrumentos confiables. Por lo tanto, el objetivo de esta investigación fue validar que la estructura del IDN puede ser obtenida empíricamente a través del análisis confirmatorio de la identidad organizacional en instituciones mexicanas de servicios de salud.
MATERIALES Y MÉTODOS
Instrumento
Se utilizó la Escala de Diagnóstico de la Cultura Organizacional (EDCO) para organizaciones mexicanas medianas 27, la cual se fundamenta en trabajos de Denison, Hofstede y Schein y está compuesta de 55 reactivos divididos en siete factores, con un alfa de Cronbach elevado (1=0,957) para analizar el contenido de la subescala de identidad (IDN) de 15 ítems que considera tres factores: orgullo, pertinencia y significado. La IDN tiene confiabilidad adecuada (1=0,875). Se utilizó una escala Likert de cinco puntos que van desde "1=Totalmente en desacuerdo" hasta "5= Totalmente de acuerdo" y permite obtener un grado o intensidad en el enunciado de cada ítem. Además, se agregaron preguntas sociodemográficas de sexo, edad, estado civil y escolaridad.
Participantes
Los sujetos se seleccionaron de manera aleatoria en seis clínicas del sector salud del estado de Hidalgo, México. Se distribuyeron 300 cuestionarios y se obtuvieron 225 respuestas. Se eliminaron nueve por no aportar datos suficientes. La muestra final fue de 214, que representa una tasa de respuesta del 71%.
Procedimiento
El instrumento (IDN) se aplicó durante la jornada laboral en sesiones grupales en los meses de marzo y abril de 2018, con autorización de los directivos de las clínicas. El anonimato, la confidencialidad y la protección de datos fueron garantizados mediante el consentimiento informado de los participantes. La administración de cuestionarios se realizó mediante un cronograma de sesiones de aplicación dentro del contexto laboral por personal capacitado.
Análisis de las propiedades métricas
El análisis factorial exploratorio (AFE) se realizó mediante el paquete estadístico SPSS 20.0 y el análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando AMOS.
Se determinó la Habilidad (consistencia interna) mediante el Coeficiente Alpha de Cronbach, cuyos valores oscilan entre 0 y 1. Se consideraron aceptables los valores >0,70 y buenos los valores >0,80. Se determinó la estructura factorial utilizando el método de Análisis de Componentes Principales (PCA). La adecuación de la muestra se valoró mediante la aplicación de la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) con valores mayores a 0,5 y la prueba de Esfericidad de Bartlett con valores significativos.
Para determinar la unidimensionalidad se tomaron como criterios: 1) que todos los ítems tuvieran coeficiente de factor >0,30 durante la extracción; 2) que el primer factor explicara una proporción importante de varianza con respecto a los demás factores y 3) que la varianza total explicada por los factores principales extraídos fuera mayor al 50% (Tabla 1).
Tabla 1 Varianza total explicada
| Total | % Varianza | % Acumulado | |
|---|---|---|---|
| Autovalores iniciales | |||
| Factor | |||
| 1 Orgullo | 6,0 | 42,9 | 42,9 |
| 2 Pertenencia | 1,4 | 10,2 | 53,2 |
| 3 Significado | 1,0 | 7,2 | 60,3 |
| Sumas de las saturaciones al cuadrado de la extracción | |||
| Factor | |||
| 1 Orgullo | 3,1 | 21,9 | 21,9 |
| 2 Pertenencia | 3,3 | 23,8 | 45,7 |
| 3 Significado | 0,7 | 4,9 | 50,6 |
| Sumas de las saturaciones al cuadrado de la rotación | |||
| Factor | |||
| 1 Orgullo | 2,9 | 20,5 | 20,5 |
| 2 Pertenencia | 2,5 | 18,2 | 38,6 |
| 3 Significado | 1,7 | 12,0 | 50,6 |
Se utilizó la rotación varimax para determinar las dimensiones de cada escala. Se determinaron valores relevantes para incluir un ítem en los factores ortogonales, aquellos con valor >0,40 y con al menos 0,1 de diferencia respecto del valor del reactivo en otro componente.
El AFC se realizó por medio de un modelo de estimación de parámetros estandarizados, el cálculo de cargas factoriales estimadas y estadísticos descriptivos de tendencia central. Finalmente, se calcularon las correlaciones de los factores orgullo, pertenencia y significado que, bajo el encuadre teórico de esta investigación, se determinaron como componentes de la identidad organizacional.
El método de estimación utilizado fue el de máxima verosimilitud y se consideraron diversos índices de ajuste: índice de ajuste normalizado, índice de ajuste relativo, índice de ajuste incremental, índice Tucker-Lewis, índice de bondad de ajuste comparativo y el valor del residuo cuadrático promedio de aproximación (NFI, RFI, IFI, TLI, CFI y RMSEA, por sus siglas en inglés, respectivamente). El modelo propuesto inicialmente se rechazó y se re-especificó basado en los pesos de regresión estandarizados, los índices de modificación y los índices de ajuste del modelo siguiendo el procedimiento de Conde 28.
RESULTADOS
El análisis de Habilidad por medio del coeficiente Alfa de Cronbach de 0,888 se realizó con 15 ítems. El análisis de ajuste del coeficiente con la eliminación de ítems no presenta variaciones representativas. La muestra estuvo conformada por 214 sujetos que tenían entre 15 y 63 años (M= 38,9 y °= 8,68). Un 68% de los individuos fue del sexo femenino y un 32% del masculino; 65,4% con estudios profesionales; 32,2% con nivel medio superior y sólo 2,4% con estudios de secundaria o inferiores. Asimismo, el 50,9% estaba casado; el 16,6% soltero, el 14% en unión libre, el 6,5% divorciado y el 1,9% viudo.
En el análisis de resultados se eliminaron por su bajo aporte a la confiabilidad inicial y sus comportamientos en el AFE los ítems 2 y 13, con lo cual se tuvo un coeficiente de 0,884 con 13 reactivos.
Análisis factorial exploratorio
En el AFE se aplicó la rotación varimax con un número máximo de iteraciones para convergencia de 25. Se excluyeron casos según lista y se suprimieron los pequeños coeficientes cuyos valores fueron menores de 0,40. La medida de adecuación de la muestra KMO fue de 0,893, la cual es aceptable y las comunalidades se calificaron como regulares, por lo tanto, el resultado de la solución debe ser interpretado con precaución 29.
La Chi-cuadrada aproximada fue de 1278.004 con un nivel de significancia de 0,000 con 91 grados de libertad. La significancia estadística (p<0,05) permitió obtener una correlación significativa entre ítems mediante la aplicación del coeficiente de Spearman.
Los autovalores iniciales permiten observar tres factores latentes que explican el 60,32% de la varianza acumulada y se pueden considerar significativas pues superan el 50% (Tabla 1). El primer factor (orgullo), explica el 42,93%, el segundo factor (pertenencia) el 10,22% y el tercero (significado) 7,17%.
El análisis de factores rotados con el método de extracción de máxima verosimilitud -método de rotación varimax con normalización Kaiser- y la rotación varimax -rotación de tipo octogonal de factores-, resultó en ítems con saturaciones altas del factor. Se aceptaron los que presentaron correlación fuerte entre sí. De esta manera, se identificó que las preguntas 05, 09, 12, 03 y 14 corresponden al primer factor denominado "orgullo"; las preguntas 04, 07, 06, 11, 10 y 15 al factor "pertenencia" y los ítems 08 y 01 al factor "significado" (Tabla 2). El nivel explicativo del ítem 13 respecto de dos factores determinó su eliminación del instrumento en este nivel exploratorio.
Tabla 2 Matriz de factores rotadosa
| Item | Factor 2 | ||
|---|---|---|---|
| 1 | 2 | 3 | |
| IDN05 | 0,76 | ||
| IDN09 | 0,67 | ||
| IDN12 | 0,66 | ||
| IDN03 | 0,65 | ||
| IDN13 | 0,45 | 0,43 | |
| IDN14 | 0,44 | ||
| IDN04 | 0,67 | ||
| IDN07 | 0,62 | ||
| IDN06 | 0,62 | ||
| IDN11 | 0,54 | ||
| IDN10 | 0,50 | ||
| IDN15 | 0,46 | ||
| IDN08 | 0,95 | ||
| IDN01 | 0,45 | ||
a. La rotación convergió en 5 iteraciones.
Los pesos factoriales ítem-factor fueron significativos (p<0,01), la variación estuvo entre 0,50 y 0,80 para el factor orgullo, entre 0,52 y 0,72 para el factor pertenencia y entre 0,75 y 0,79 para el factor significado.
Análisis factorial confirmatorio
En cuanto a la correlación entre factores, se observa relación positiva entre sí (Figura 1). El factor orgullo con el de pertenencia (r=0,71; p<0,01), el de pertenencia con el de significado (r=0,56; p<0,01) y el de orgullo con el de significado (r=0,79; p<0,01).
Se especificaron tres variables factoriales latentes (orgullo, pertenencia y significado); cinco variables observables para el factor orgullo, seis variables observables para el factor pertenencia y dos variables observables para el factor significado. Los índices de ajuste obtenidos no fueron los más adecuados, en particular el valor RMSEA 30,31, por lo tanto, se re-especificó el modelo teniendo en cuenta los pesos de regresión estandarizados, los índices de modificación y los índices de ajuste del modelo.
Nota: Método de extracción de máxima verosimilitud. El parámetro es significativo al nivel de p< 0,01. Fuente: Elaboración propia
Figura 1 Diagrama del modelo con la estimación de los parámetros estandarizados.
El modelo de comparaciones de referencia muestra índices de ajuste con valores NFI de 0,927; RFI de 0,894; IFI de 0,971; TLI de 0,957 y CFI de 0,970; la mayoría de los cuales, al estar por encima de 0,90 y cercanos a 1, permiten considerar un ajuste muy bueno teniendo en cuenta la interpretación propuesta por Marsh et al.(32). Por otro lado, el valor del RMSEA fue de 0,054, que es bueno al estar cercano a 0,05, sobre todo si se considera con el nivel de CFI reportado (Tabla 3). El valor del índice AIC del modelo re-estructurado fue más bajo que del modelo inicial, lo cual representa un mejor ajuste y mayor elegibilidad entre ambas propuestas.
Tabla 3 Índice de bondad de ajuste del modelo inicial y su re-especificación
| Índice de bondad de ajuste | Modelo inicial | Re-especificación del modelo inicial |
|---|---|---|
| Indice de ajuste normalizado (NFI) | 0,89 | 0,93 |
| Índice de ajuste relativo (RFI) | 0,86 | 0,89 |
| Índice de ajuste incremental (IFI) | 0,94 | 0,97 |
| Índice Tucker-Lewis (TLI) | 0,92 | 0,96 |
| Índice de bondad de ajuste comparativo (CFI) | 0,94 | 0,97 |
| Residuo cuadrático promedio de aproximación (RMSEA) | 0,07 | 0,05 |
| Índice de criterio de información de Akaike (AIC) | 217,49 | 187,36 |
La Tabla 4 presenta cargas factoriales estimadas y estadísticos descriptivos para los ítems de los tres factores. Las medias más altas corresponden a los ítems por factor, que entre sí corresponden al ítem 05 del factor orgullo (X = 4,00; DE=0,93), al ítem 07 del factor pertenencia (X = 3,86; DE=0,97) y al ítem 08 del factor significado (X=4,25; DE=0,86).
Tabla 4 Cargas factoriales y descriptivos por ítem del cuestionario de identidad
| Núm. Inicial | Ítems | Carga estimada | X | DE | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| IDN03 | <-- | Orgullo (OR) | Me siento orgulloso de la organización. | 0,80 | 3,76 | 0,95 |
| IDN09 | Orgullo (OR) | Cuando hablo de esta organización con mis amigos comento que es un | 0,81 | 3,84 | 0,93 | |
| excelente lugar para trabajar. | ||||||
| IDN12 | <-- | Orgullo (OR) | Considero que en la organización hacemos cosas que nos distinguen de | 0,72 | 3,79 | 0,99 |
| los demás. | ||||||
| IDN05 | Orgullo (OR) | Me siento contento por trabajar en esta organización en lugar de otra. | 0,81 | 4,00 | 0,93 | |
| IDN14 | <-- | Orgullo (OR) | Considero que la imagen de la organización que se percibe en la | 0,50 | 3,38 | 1,03 |
| comunidad me representa. | ||||||
| IDN07 | <-- | Pertenencia (P) | Considero que tenemos compromiso y lealtad a la organización. | 0,74 | 3,86 | 0,97 |
| IDN06 | <-- | Pertenencia (P) | Siento un fuerte sentido de pertenencia hacia la organización. | 0,68 | 3,52 | 1,05 |
| IDN04 | <-- | Pertenencia (P) | Considero que le debo mucho a esta organización. | 0,68 | 3,34 | 0,99 |
| IDN10 | <-- | Pertenencia (P) | Considero que la organización tiene la capacidad para | 0,64 | 3,53 | 1,05 |
| permanecer en el futuro. | ||||||
| IDN15 | <-- | Pertenencia (P) | Considero que la visión de la organización nos sirve como guía y motivación. | 0,55 | 3,69 | 0,92 |
| IDN11 | <-- | Pertenencia (P) | Trabajo en esta organización porque me ofrecen más que un buen sueldo y prestaciones. | 0,55 | 3,19 | 1,16 |
| IDN01 | <-- | Significado (S) | La organización tiene un gran significado personal para mí. | 0,79 | 4,04 | 0,89 |
| IDN08 | <-- | Significado (S) | Me siento orgulloso del trabajo que realizo en la organización. | 0,75 | 4,25 | 0,86 |
DE= Desviación Estándar
Se realizó el análisis de confiabilidad para extraer la consistencia interna del instrumento por medio del coeficiente de Pearson. Los valores a obtenidos fueron aceptables en un rango de 0,740 hasta 0,848 con nivel de significancia <0,01. Esto permitió considerar la confiabilidad como aceptable. El análisis de la media presenta una tendencia positiva de 3,5 hasta 4,15 y la desviación estándar (DE) puede calificarse como regular.
DISCUSIÓN
Medir la identidad organizacional para fines estratégicos en los procesos de gestión no difiere de la relevancia de la construcción del conocimiento contextualizado de la identidad propuesta por Moreno Hurtado et al.2, por lo que estos resultados para tener una mayor proyección deberán ser probados en estudios subsecuentes y en sujetos similares de diferentes lugares a fin de contribuir a la aspiración de establecer identidades globales, como propuso Giménez 33. Sobre todo, si se consideran repercusiones de su carácter mutable y dinámico como establecen Contreras y Hernández 19. A diferencia de los avances señalados, este trabajo contribuye al análisis confirmatorio de una estructura factorial que permite caracterizaciones más precisas para la descripción de una población.
La estructura factorial es más precisa que la propuesta por los autores de referencia de la escala original. La consistencia interna del IDN encontrada fue de 0,884. La magnitud de esta consistencia es poco mayor que la reportada por Robles et. al. 27 (a = 0,875) y contrastante con la medición de Castro Almeida 13, cuya estructura permite pensar en caracterizaciones de sujetos similares, pero sin una fiabilidad preestablecida.
Esto indica que el IDN presenta consistencia interna adecuada y no difiere del estudio precedente, sin embargo, la estructura factorial difiere de la propuesta de Topa et al.34, pues presenta mejores índices de ajuste en el modelo re-estructurado.
El análisis factorial con rotación varimax indicó que la estructura de la versión de la escala IDN utilizada superó a la reportada en el estudio base, y que la eliminación de los ítems 2 y 13 hace más precisa la medición con una versión de trece ítems integrados en tres factores que explican el 60,32% de la varianza acumulada. Incluso, al estar centrado en una sola variable, el alcance pareciera ser limitado si se contrasta con los avances de Chen 35, quien -implícitamente, sin reconocerlo en su trabajo- propone tipos particulares de identidad encaminados hacia la sustentabilidad.
Este estudio permite confirmar que, para el diseño previsto, el instrumento mide apropiadamente la identidad organizacional. Si bien el IDN se adecuó a organizaciones de un solo sector, la medición cumple con criterios de confiabilidad y validez. El factor de mayor peso es el "orgullo", seguido por "pertenencia" y "significado". Los factores encontrados son coincidentes con el concepto de identidad propuesto. Aunque en el presente estudio se encontraron tres factores, en la estructura del IDN en una población específica, dadas las diferencias de conformación de distintas poblaciones, se requiere mayor investigación en otro tipo de organizaciones para confirmar su estructura factorial. Así, se puede considerar que el instrumento es adecuado para medir la identidad organizacional en integrantes de servicios de salud ♦
