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Introducción
La psicología organizacional durante la mayor parte de su tradición científica estuvo mayormente concentrada en el estudio de los trastornos y las aflicciones asociadas al trabajo, ignorando en un grado cons¡derable las cond¡c¡ones personales y organizacionales que devienen en la experimentación de estados positivos, como la salud y el bienestar (Bakker, Schaufeli, Leiter y Taris, 2008). Como resultado, este enfoque comenzó a ser considerado insuficiente para explicar la compleji dad del funcionamiento humano en el trabajo (Luthans, 2002). Así, y con el advenimiento del siglo XXI, emergió una perspectiva complementaria, denominada psicología organizacional positiva, la cual es definida por Schaufeli, Salanova, González- Romá y Bakker (2002) como el estudio científico del funcionamiento óptimo de las personas y de los grupos en las organizaciones. Es importante destacar que la psicología organizacional positiva no ignora la relevancia de los estados negativos, como el distrés laboral, sino que adopta un enfoque preventivo a su estudio al focalizarse en las condiciones individuales y organizacionales que anteceden al bienestar. En consecuencia, enfatiza en mejorar la calidad de vida laboral al promover y proteger la seguridad y la salud en el trabajo (Salanova, Martínez y Llorens, 2014).
Un constructo que ha ganado una considerable atención, tanto de académicos como de directivos, con el advenimiento de la psicología organizacional positiva, lo constituye el work engagement (Schaufeli y Bakker, 2004) o, como se lo ha nombrado recientemente en español, entusiasmo laboral o implicación psicológica con el trabajo. S¡ b¡en en sus orígenes el entus¡asmo laboral fue conceptualizado como el extremo opuesto del burnout o "síndrome de estar quemado en el trabajo" (Maslach, Schaufeli y Leiter, 2001; Schaufeli y Taris, 2005), numerosas investigaciones recientes señalan que estar entusiasmado es mucho más que simplemente "no estar quemado". En efecto, el entusiasmo laboral representa un constructo motivacional independiente (Demerouti, Mostert y Bakker, 2010; Salanova y Schaufeli, 2009), definido como un estado mental positivo, persistente y relacionado con el trabajo, que se refleja en niveles elevados de vigor, dedicación y absorción (Bakker y Demerouti, 2008; Schaufeli y Bakker, 2004). Primero, individuos vigorosos suelen ser enérgicos, persistentes y mentalmente resilientes, aun frente a la presencia de situaciones adversas. Segundo, empleados dedicados suelen estar fuertemente implicados en su trabajo y experimentar inspiración, entusiasmo, orgullo y sentido de significado. Finalmente, individuos con niveles elevados de absorción suelen experimentar un estado placentero, caracterizado por una total inmersión o concentración en el trabajo, hasta el punto en que sienten que el tiempo "se les pasa volando" (Salanova, Schaufeli, Llorens, Peiró y Grau, 2000).
A menudo se confunde el entusiasmo laboral con la adicción al trabajo y el compromiso organizacional. En cuanto a la relación entre el entusiasmo laboral y la adicción al trabajo, Schaufeli, Taris y Rhenen (2008) señalan que ambos reflejan formas de trabajar duro, funcional y disfuncional, respectivamente. En efecto, la adicción al trabajo implica una conducta compulsiva caracterizada por la tendencia a trabajar excesivamente duro y a estar obsesionado con el trabajo. Además, a diferencia de los empleados entusiasmados, los adictos al trabajo no son capaces o no están dispuestos a dejar de trabajar y tienden a pensar continuamente en el trabajo, incluso cuando no están trabajando (Beek, Hu, Schaufeli, Taris y Schreurs, 2012; Beek, Taris y Schaufeli, 2011). En cuanto a la relación entre el compromiso organizacional y el entusiasmo laboral, Hallberg y Schaufeli (2006) advierten que mientras que el primero se refiere a la vinculación emocional que los empleados desarrollan con la organización a la que pertenecen, sobre la base de un conjunto de valores e intereses compartidos (Mowday, 1998), el segundo involucra específicamente la vinculación con la tarea. En este sentido, y si bien es posible que la adicción al trabajo y el compromiso organizacional compartan varianza con el entusiasmo laboral, numerosas investigaciones demuestran que se trata de tres constructos ¡ndepend¡entes con n¡veles suficientes de validez discriminante (Hallberg y Schaufeli, 2006; Schaufeli et al., 2008).
En un escenario laboral mundial que impone demandas y desafíos crecientes sobre los empleados (Landsbergis, 2003; Salanova et al., 2014; Siegrist, 2016), la medición del entusiasmo laboral, como determinante central del funcionamiento óptimo y el bienestar en el trabajo, resulta fundamental. Si b¡en los empleados entus¡asmados t¡enden a poseer un repertorio más amplio de recursos personales (Xanthopoulou, Bakker, Demerouti y Schaufeli, 2007), entre los que se encuentran el optimismo (Cheung, Tang y Tang, 2011), la autoeficacia (Judge, Bono y Locke, 2000), la resiliencia (Wiesenfeld, Swann, Brockner y Bartel, 2007) y la autoestima organizacional (Mauno, Kinnunen y Ruokolainen, 2007), también tienden a percibir, experimentar y reaccionar a los factores del trabajo de manera más positiva (Luthans y Youssef, 2004), lo que suele conducir a estados individuales y organizacionales positivos como la satisfacción laboral (Maslach et al., 2001; Saks, 2006) y el desempeño superior (Rich, Lepine y Crawford, 2010).
Entre los numerosos instrumentos diseñados para medir el entusiasmo laboral -por ejemplo, el Maslach Burnout Inventory de Maslach, Jackson y Leiter (1996), o el Oldenburg Burnout Inventory de Demerouti y Bakker (2008)- se destaca el Utrecht Work Engagement Scale (UWES; Schaufeli, Bakker y Salanova, 2006) como el más universalmente empleado tanto en la investigación empírica como en la práctica profesional. La UWES constituye una escala de autorreporte específicamente diseñada para examinar el entusiasmo laboral, de acuerdo con las tres dimensiones que lo componen (vigor, dedicación y absorción). Este instrumento ha sido validado en diferentes contextos organizacionales y países, incluyendo España (Extremera, Sánchez-García, Durán y Rey, 2012), Holanda (Schaufeli et al., 2002), Italia (Balducci, Fraccaroli y Schaufeli, 2010), Sudáfrica (Storm y Rothmann, 2003), Japón (Shimazu et al., 2008), China (Yi-Wen y Yi-Qun, 2005) y Finlandia (Seppãlã et al., 2009). Si bien las diferentes versiones de la UWES han verificado niveles satisfactorios de confiabilidad (coeficientes alfa de Cronbach superiores a 0.70) en numerosas investigaciones, su estructura factorial continúa siendo un tema ampliamente debatido (Alarcón y Lyons, 2011; De Bruin y Henn, 2013). En efecto, y pese a que un modelo trifactorial de entus¡asmo laboral parec¡era contar con una mayor aceptación en la literatura (Schaufeli, 2012; Schaufeli et al., 2006; Seppãlã et al., 2009), las elevadas correlaciones que se han observado entre sus tres componentes en varios estudios (Hallberg y Schaufeli, 2006) no solo han llevado a algunos autores a cuestionar su validez discriminante (ver Balducci et al., 2010 o De Bruin y Henn, 2013 para una discusión detallada acerca de este tema), sino que también a afirmar que una solución unidimensional resulta igualmente aceptable (Alarcón y Lyons, 2011; De Bruin y Henn, 2013; Shimazu et al., 2008; Sonnentag, 2003).
Aun cuando a la fecha resultan limitadas las investigaciones focalizadas en las propiedades psicométricas de la UWES en Latinoamérica (Hernández-Vargas, Llorens-Gumbau, Rodríguez-Sánchez y Dickinson-Bannack, 2016), es posible identificar algunos antecedentes de validación en Chile (Müller, Pérez y Ramírez, 2013), México (Hernández-Vargas et al., 2016), Puerto Rico (Rodríguez-Montalbán, Martínez-Lugo y Sánchez-Cardona, 2014) y Perú (Flores-Jiménez, Fernández-Arata, Juárez-García, Merino-Soto y Guimet-Castro, 2015). En cuanto al contexto argentino, específicamente, se identificó un estudio realizado por Spontón, Medrano, Maffe, Spontón y Castellano (2012), quienes examinaron las propiedades psicométricas de las versiones UWES-17 y UWES-9 en una muestra multiocupacional compuesta por 674 empleados de varias industrias. Sin embargo, este trabajo se diferencia del de Spontón et al. (2012) en, al menos, tres sentidos. En primer lugar, mientras que dicha investigación se sustentó en una muestra mayoritariamente compuesta por empleados del sector privado, este estudio presenta, además, evidencia proveniente de otros dos contextos organizacionales diferentes: una organización del sector público (una universidad estatal) y una organización sin fines de lucro (un sindicato). En segundo lugar, mientras que Spontón et al. (2012) practicaron sus análisis empleando la totalidad de su muestra de manera homogénea, sin examinar la existencia de potenciales diferencias en las cargas factoriales o covarianzas según el tipo de industria o contexto organizacional, en esta investigación sí se controla la equivalencia interpoblacional de las tres muestras. En tercer lugar, en este estudio se analizan tres manifestaciones adicionales de validez: convergente, discriminante y empírica. Así, y con el principal propósito de contribuir a la validación de la UWES-9 en el contexto argentino, en este artículo se examinan sus propiedades psicométricas en términos de su consistencia interna, estructura factorial, validez convergente, validez discriminante y validez empírica en tres organizaciones pertenecientes a diferentes sectores: una organización estatal, una organización del sector privado y una organización sin fines de lucro.
Con sustento en la revisión de la literatura efectuada en este acápite, se plantearon tres hipótesis: (a) la UWES-9 presentaría una consisten cia interna satisfactoria, una estructura compuesta por tres factores latentes altamente correlacionados (vigor, dedicación, absorción) y una validez convergente adecuada; (b) la validez discriminante, y en virtud de las elevadas correlaciones reportadas entre las dimensiones del entusiasmo laboral en numerosas investigaciones, debería ser moderada; y (c) la UWES-9, para la validez empírica, presentaría correlaciones positivas y estadísticamente significativas con la satisfacción laboral.
Método
Diseño
Se utilizó un diseño no experimental, correlacional y de corte transversal. Cabe destacar que el presente estudio fue realizado en el marco de un proyecto mayor titulado "Desarrollo del capital psicológico positivo en organizaciones de servicios como generador de organizaciones saludables: comparación entre sector público y privado en la ciudad de Mar del Plata", el cual fue evaluado satisfactoriamente por un comité científico de la Universidad Nacional de Mar del Plata.
Participantes
Con la intención de incrementar la generalizabilidad de los hallazgos de esta investigación, se recolectaron datos en tres muestras independientes y no probabilísticas de trabajadores argentinos (n = 642, ver tabla 1). La muestra 1 estaba conformada por 173 empleados de una empresa privada dedicada a la comercialización mayorista y minorista de comestibles. Del total de estos participantes, el 67.84% eran hombres; el 48.82% tenía entre 18 y 30 años; el 37.06%, entre 31 y 45 años; el 13.53%, entre 46 y 60 años; y el 0.59%, más de 61 años. La muestra 2 estaba compuesta por 224 trabajadores de un sindicato dedicado a la defensa de los intereses de los empleados fiscales. De estos, el 58.74% eran mujeres; el 1.89% tenía entre 18 y 30 años; el 39.62%, entre 31 y 45 años; el 54.25%, entre 46 y 60 años; y el 4.25%, más de 61 años. La muestra 3 la integraron 245 académicos de una universidad pública, de gestión y financiamiento estatal. El 74.29% eran mujeres; el 16.33% tenía entre 18 y 30 años; el 35.91%, entre 31 y 45 años; el 37.14%, entre 46 y 60 años; y el 10.62%, más de 61 años.
Instrumentos
Para medir el entusiasmo laboral se utilizó el cuestionario Utrecht Work Engagement Scale, adaptado al español, en su versión reducida de nueve ítems (UWES-9, Salanova y Schaufeli, 2009; Schaufeli et al., 2006). Este instrumento está compuesto por tres subescalas, representativas de las tres dimensiones centrales del entusiasmo laboral: (a) vigor (3 ítems, incluyendo: "en mi trabajo me siento lleno de energía"); (b) dedicación (3 ítems, incluyendo: "mi trabajo me inspira"); y (c) absorción (3 ítems, incluyendo: "soy feliz cuando estoy absorto en mi trabajo"). Los nueve ítems de la UWES-9 puntúan en una escala tipo Likert con siete niveles de frecuencia, que oscilan entre 0 (nunca) y 6 (diariamente). Los niveles de confiabilidad obtenidos en el estudio original de validación de este instrumento oscilaron entre 0.60 y 0.88 para la subescala de vigor, entre 0.75 y 0.90 para la subescala de dedicación y entre 0.66 y 0.86 para la subescala de absorción (Schaufeli et al., 2006).
La satisfacción laboral fue evaluada solo en la muestra 3, con el propósito de analizar la validez empírica del entusiasmo laboral. Para ello, se empleó la versión en español del Brief Index of Affective Job Satisfaction (Thompson y Phua, 2012), validado en el contexto argentino por Pujol-Cols y Dabos (2017). Este índice se compone de cuatro ítems (incluyendo: "me gusta mi trabajo más que a la persona promedio"), los cuales puntúan en una escala tipo Likert de cinco niveles, que oscilan entre 1 (totalmente en desacuerdo) y 5 (totalmente de acuerdo). La confiabilidad del instrumento fue de 0.85 en el estudio de validación original (Thompson y Phua, 2012) y de 0.83 en el estudio de validación realizado en el contexto argentino (Pujol-Cols y Dabos, 2017).
Procedimiento
La recolección de los datos se inició con una reunión con las máximas autoridades de las tres organizaciones participantes, con el propósito de presentarles los objetivos del estudio, obtener una autorización expresa para su realización y acordar el procedimiento a seguir. En las muestras 1 y 2 se utilizó una versión impresa de la encuesta, la cual fue entregada por los autores de este artículo de manera presencial a la totalidad de los potenciales participantes en sus lugares habituales de trabajo (tasa de respuesta en la muestra 1 = 82.38%, tasa de respuesta en la muestra 2 = 88.89%). De manera previa, se entregó a cada uno de ellos una hoja de consentimiento informado, cuya aceptación se consideró imprescindible para participar en el estudio. En dicha hoja también se incluyó una descripción de los objetivos de la investigación y se indicó que la participación en la misma era voluntaria y estrictamente confidencial. En la muestra 3 se empleó una versión en línea de la encuesta, desarrollada mediante la herramienta de uso gratuito Google Drive (tasa de respuesta = 59.18%). En la primera pestaña se incorporó una versión virtual del formulario de consentimiento informado y solo se dio permiso para responderlo cuando el mismo hubiera sido aceptado digitalmente (a tales efectos, se incluyó una opción con la leyenda "acepto participar en esta investigación"). Aun cuando las invitaciones, el formulario de consentimiento y el enlace con acceso al cuestionario virtual fueron enviados desde una dirección de correo electrónico institucional, se aclaró a los participantes que los datos recolectados eran estrictamente confidenciales y que solo los investigadores principales tendrían acceso a ellos.
Análisis de datos
En primer lugar, se examinó la consistencia interna de las tres subescalas de la UWES-9 a través del cálculo del coeficiente alfa de Cronbach, considerándose aceptables valores superiores a 0.70 (Nunnally y Bernstein, 1995). En segundo lugar, se analizó su estructura factorial por medio de un análisis factorial confirmatorio (CFA) en AMOS 22.0, empleando el método de ecuaciones estructurales (estimación por máxima verosimilitud; Brown, 2006). Para evaluar el ajuste de los modelos propuestos, se siguieron las recomendaciones de Bollen (1989) y se compararon varios coeficientes, entre los que se encuentran la prueba Chi-cuadrado (x2), el Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), el Comparative Fit Index (CFI), el Goodness of Fit Index (GFI), el Tucker-Lewis Index (TLI) y el Parsimony Goodness-of-Fit Index (PGFI). Se consideró que valores de CFI, GFI y TLI que exceden a 0.90, de RMSEA de hasta 0.08 y de PGFI de alrededor de 0.50 constituyen indicadores de buen ajuste (Byrne, 2001).
En tercer lugar, se analizó la validez convergente de la UWES-9 mediante el cálculo de la varianza media extraída (VME). En este caso, se consideró que valores superiores a 0.50 indican una adecuada validez convergente (Hair, Black, Babin y Anderson, 2010). En cuarto lugar, se analizó la validez discriminante de las tres dimensiones del entusiasmo laboral, siguiendo el procedimiento recomendado por Fornell y Larcker (1981), el cual consiste en realizar comparaciones entre la varianza media extraída y la varianza compartida. Finalmente, el estudio de la validez empírica se efectuó mediante un análisis de la correlación observada entre el entusiasmo laboral y la satisfacción laboral. Para ello se emplearon solo los datos de la muestra 3, en la que fue posible medir el segundo constructo.
Resultados
Al examinar los estadísticos descriptivos, los niveles de confiabilidad y las correlaciones entre las tres dimensiones del entusiasmo laboral, se encontró que las medias oscilaron entre 3.35 y 4.24 (M = 3.92, DE = 1.97) para el vigor, entre 3.21 y 4.43 (M = 3.97, DE = 1.50) para la dedicación y entre 3.14 y 4.53 (M = 3.88, DE = 1.47) para la absorción (ver tabla 2). Además, las tres dimensiones registraron correlaciones positivas, fuertes y estadísticamente significativas entre sí. Finalmente, las tres subescalas presentaron niveles apropiados de consistencia interna (Nunnally y Bernstein, 1995), obteniéndose una confiabilidad promedio de 0.80 para el vigor, 0.85 para la dedicación y 0.78 para la absorción, así como correlaciones inter-ítem ubicadas entre 0.55 y 0.62 (M = 0.60, DE = 0.07). Estos resultados brindan soporte a la primera hipótesis del estudio, relativa a la confiabilidad de la UWES-9
Tabla 2 Estadísticos descriptivos de la UWES-9, en tres muestras de trabajadores argentinos
Fuente: elaboración propia.
Estructura factorial
Con el propósito de estudiar la estructura factorial de la UWES-9, se contrastaron dos modelos competitivos de ecuaciones estructurales, mediante un análisis factorial confirmatorio (CFA). Como paso previo, la obtención de medidas de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), ubicadas entre 0.92 y 0.94, y de p-valores inferiores a 0.001 en la prueba de la esfericidad de Bartlett, sugirió condiciones apropiadas para la aplicación del modelo factorial en las tres muestras.
En primer lugar, se hipotetizó un modelo unidimensional en el que la totalidad de los ítems de la UWES-9 saturan en un único factor latente. Este modelo verificó un ajuste aceptable a los datos de las tres muestras, con un x2 promedio de 85.88 con 27 grados de libertad (x2/df = 3.18), un CFI promedio de 0.95, un GFI promedio de 0.92, un TLI promedio de 0.93, un PGFI promedio de 0.55 y un RMSEA promedio de 0.10.
En segundo lugar, se hipotetizó un modelo en el que los nueve ítems de la UWES-9 saturan, respectivamente, en uno de los tres factores latentes del entusiasmo laboral (vigor, dedicación y absorción). El modelo de tres factores correlacionados proporcionó un mejor ajuste a los datos de las tres muestras, con un x2 promedio de 71.74 con 24 grados de libertad (x2/df = 2.99), un CFI promedio de 0.96, un GFI promedio de 0.93, un TLI promedio de 0.94, un PGFI promedio de 0.50 y un RMSEA promedio de 0.09.
Como puede observarse en la tabla 3, los estadísticos de ajuste fueron bastante similares para ambos modelos en las tres muestras. Sin embargo, un análisis de las diferencias reportadas en la prueba Chi cuadrado sugirió que el modelo compuesto por tres factores latentes correlacionados brinda un ajuste significativamente mejor a los datos (Ax2 promedio = 14.15, p < 0.001), lo que da soporte a la segunda hipótesis propuesta en este trabajo. Los p valores correspondientes a las pruebas x2 fueron corregidos utilizando el método Bollen-Stine bootstrap, puesto que el test de Mardia reportó el incumplimiento del supuesto de normalidad multivariante en las tres muestras.
En la figura 1 se presentan los resultados del CFA para el modelo trifactorial de la UWES-9. Cabe destacar que las estimaciones son reportadas en el siguiente orden: muestra 1, muestra 2, muestra 3, siendo todas ellas significativas al nivel de p < 0.001. Pruebas adicionales revelaron la existencia de diferencias estadísticamente significativas en las cargas factoriales y covarianzas para las tres muestras consideradas (< 0.001).
Validez convergente
La validez de constructo de la UWES-9 también fue analizada en términos de su validez convergente, entendida como el grado en que las medidas correspondientes a un constructo correlacionan entre ellas de manera elevada (Martínez-García y Martínez-Caro, 2009). En la tabla 4 se presentan las cargas factoriales de los nueve ítems de la UWES-9, así como las covarianzas entre las tres dimensiones latentes, para las tres muestras. Como puede apreciarse, los pesos factoriales oscilaron entre 0.62 y 0.87 para la subescala de vigor, entre 0.69 y 0.88 para la de dedicación y entre 0.62 y 0.84 para la de absorción, siendo todos ellos estadísticamente significativos al nivel de p < 0.001 (Fornell y Larcker, 1981). Luego, se procedió a calcular las cargas factoriales, elevadas al cuadrado, para cada uno de los nueve ítems, y la varianza media extraída (VME) para cada uno de los tres factores latentes. La obtención de coeficientes VME superiores a 0.50 (Hair et al., 2010) para las tres subescalas, en las tres muestras analizadas, sugirió que la UWES-9 posee una validez convergente satisfactoria, lo que brinda soporte a la tercera hipótesis de este trabajo.
Validez discriminante
La validez discriminante, representativa del grado en que los tres factores latentes de la UWES-9 no comparten una varianza sustancial entre sí, fue analizada siguiendo el procedimiento recomendado por Fornell y Larcker (1981). Para estos autores, existe validez discriminante entre dos variables latentes si la varianza compartida entre ellas (vigor-dedicación, vigor-absorción, dedicación-absorción) resulta menor que su VME. La varianza compartida entre los factores osciló entre 0.55 y 0.64 en la muestra 1, entre 0.50 y 0.66 en la muestra 2 y entre 0.58 y 0.67 en la muestra 3. Como se observa en la tabla 5, en varios casos estos valores resultaron ligeramente superiores o similares a la VME, lo que indica niveles bajos a moderados de validez discriminante y brinda soporte la segunda hipótesis de este estudio.
Validez empírica
Puesto que el entusiasmo laboral representa un estado mental positivo, persistente y relacionado con el trabajo (Schaufeli y Bakker, 2004), resulta esperable que se encuentre asociado con la experimentación de estados individuales positivos, como la satisfacción laboral (Kahn, 1990). Por ello, y siguiendo un método similar al empleado por Judge, Erez, Bono y Thoresen (2003) en la validación de su Core Self-Evaluations Scale (CSES), la validez empírica de la UWES-9 fue analizada en términos de la magnitud de las correlaciones observadas entre las dimensiones del entusiasmo laboral y la satisfacción laboral.
Si bien el entusiasmo laboral y la satisfacción laboral representan dos constructos conceptual y empíricamente distintos (Alarcón y Lyons, 2011), existe evidencia de que el primero posee capacidad explicativa sobre el segundo (Saks, 2006). La obtención de correlaciones positivas y significativas de 0.71 (p < 0.001) para el vigor, 0.72 (p < 0.001) para la dedicación y 0.67 (p < 0.001) para la absorción, con la satisfacción laboral, reveló que la escala UWES-9 posee una adecuada validez empírica, lo que brinda soporte a la tercera hipótesis de esta investigación.
Evidencia de grupos contrastados
Se examinó la existencia de diferencias estadísticamente significativas en los niveles de vigor, dedicación y absorción, en función del género y la edad de los participantes. A tales fines, se empleó la prueba estadística de diferencia de medias t de Student. Los resultados de los análisis practicados, los cuales son presentados en la tabla 6, revelaron la existencia de diferencias estadísticamente significativas en los niveles de vigor, dedicación y absorción, en función de la edad y el género en la muestra 1 y en función de la edad en la muestra 3.
Discusión
Este estudio tuvo por objetivo examinar las propiedades psicométricas de la UWES-9, en el contexto argentino, en términos de su consistencia interna, estructura factorial, validez convergente, discriminante y empírica. Con la intención de incrementar la generalizabilidad de los resultados de esta investigación, se utilizaron datos provenientes de tres muestras independientes de trabajadores argentinos, de diferentes sectores: una empresa privada dedicada a la comercialización de comestibles, una universidad de gestión y financiamiento estatal y un sindicato dedicado a la defensa de los intereses de los empleados fiscales.
Los resultados de esta investigación son consistentes con los reportados previamente por Spontón et al. (2012) en Argentina y, al mismo tiem po, los complementan de tres maneras. En primer lugar, proveen evidencia sobre dos contextos en los que el entusiasmo laboral ha sido poco explorado en el pasado, uno correspondiente al sector público y otro al sector de organizaciones sin fines de lucro. En segundo lugar, examinan tres manifestaciones adicionales de validez: convergente, discriminante y empírica. En tercer lugar, contemplan la existencia de diferencias en las cargas factoriales y covarianzas de la UWES-9, según la muestra analizada, por medio del empleo de técnicas de análisis factorial confirmatorio multigrupo.
Los resultados de este estudio revelaron que la versión en español de la UWES-9 presenta niveles adecuados de confiabilidad, lo cual resulta consistente con lo observado tanto en la literatura anglosajona (Shaufeli et al., 2006; Seppãlã et al., 2009) como en la iberoamericana (Flores-Jiménez et al., 2015; Hernández-Vargas et al., 2016, Rodríguez-Montalbán et al., 2014). Con respecto a su estructura factorial, y en línea con lo señalado en la mayoría de las investigaciones previas (Schaufeli et al., 2006; Schaufeli, 2012; Seppãlã et al., 2009), los resultados de este estudio indican que el modelo trifactorial de entusiasmo laboral (compuesto por vigor, dedicación y absorción) brinda un ajuste superior al provisto por el modelo unidimensional. Al mismo tiempo, se destaca que la obtención de estadísticos de ajuste muy similares entre ambos modelos, así como de covarianzas elevadas entre los tres factores latentes, pareciera sugerir que una solución unifactorial de entusiasmo laboral también es adecuada. Este fenómeno ya fue observado por Alarcón y Lyons (2011), quienes advierten que la estructura del entusiasmo laboral "podría, en efecto, ser unidimensional" (p. 475, traducción de los autores), lo que también es consistente con lo reportado en otras investigaciones previas (De Bruin y Henn, 2013; Shimazu et al., 2008; Sonnentag, 2003).
Los hallazgos de esta investigación también revelaron que las tres dimensiones de la UWES-9 verifican niveles apropiados de validez convergente, al haberse obtenido en todos los casos una varianza media extraída superior al valor crítico de 0.50 (Hair et al., 2010). Resultados poco conclusivos se obtuvieron, en cambio, para la validez discriminante. En efecto, y como consecuencia de las elevadas correlaciones observadas entre las tres dimensiones del entusiasmo laboral, la varianza compartida fue muy similar a la VME en las tres muestras analizadas. Este fenómeno ya ha sido observado en la literatura (Balducci et al., 2010; De Bruin y Henn, 2013; Hallberg y Schaufeli, 2006) y podría indicar, nuevamente, una posible estructura unidimensional. En este sentido, se anima a que futuras investigaciones continúen explorando la estructura factorial de la UWES-9, en diferentes muestras ocupacionales, particularmente la equivalencia/variabilidad en sus cargas factoriales y covarianzas, según el género y la edad, lo que no fue examinado en este estudio por limitaciones ligadas al tamaño muestral.
La validez empírica de la UWES-9 fue analizada mediante un análisis de la magnitud de las correlaciones observadas entre el entusiasmo laboral y uno de los criterios más estudiados en psicología organizacional, la satisfacción laboral. De manera consistente con lo señalado previamente en la literatura (Alarcón y Lyons, 2011; Saks, 2006), el entusiasmo laboral correlacionó positivamente con la satisfacción laboral. En este sentido, los resultados de este artículo brindan soporte al argumento de Kahn (1990), quien sostiene que los individuos tienden a sentirse satisfechos con su trabajo cuando logran vincularse psicológicamente con él, es decir, se encuentran entusiasmados.
De esta investigación se concluye que la UWES-9 constituye una medida confiable, válida y económica para medir el entusiasmo laboral en el contexto argentino. Es necesario que futuros estudios que involucren la medición del entusiasmo laboral en Latinoamérica dirijan su atención a examinar su vinculación con otros constructos de interés para la psicología organizacional, se trate de actitudes, comportamientos, intenciones o resultados. Más aún, es menester que futuras investigaciones estudien con mayor profundidad los mecanismos psicológicos y organizacionales que subyacen a las relaciones entre los antecedentes y las consecuencias del entusiasmo laboral. Sin embargo, para lograr esto es necesario que las investigaciones latinoamericanas abandonen parcialmente los enfoques descriptivos e incursionen en diseños metodológicos más complejos, lo que les permitiría insertarse con mayor grado de éxito en los debates de la literatura internacional.
