Evaluación de la versión revisada del «Job Diagnostic Survey» por medio del análisis factorial confirmatorio

INTRODUCCIÓN

LUIS ÜONZÁLEZ Universidad de Salamanca

Los cuestionarios constituyen el método más utilizado para obtener información so­bre las condiciones de trabajo. La evaluación de las condiciones de trabajo mediante cuestionarios se apoya en un modelo de causalidad implícito en muchas investigaciones organizacionales (Spector, 1992). De acuerdo con este modelo los trabajadores reaccio­nan inicialmente frente a las condiciones objetivas de la organización percibiendo dichas condiciones y, posteriormente, con cambios afectivos y conductuales. Se asume, por lo tanto, que para cada condición objetiva del entorno organizacional existe su correspon­diente percepción por parte del trabajador y que los cuestionarios nos permiten su eva­luación. Es decir, dado que la percepción de una característica del entorno laboral tiene su principal origen y causa en la característica objetiva se admite que la percepción es un indicador valido de dicha característica. En este sentido, la revisión de la literatura espe­cializada parece confirman que la medida de Ja percepción del trabajador refleja las con­diciones objetivas del entorno organizacional (Farh y Scott, 1983; Griffin, 1983; Kim, 1990; O'Reilly y Caldwell, 1979; Orpen, 1979; Weiss y Shaw, 1979). No obstante, tam­bién se ha constatado que esta percepción se ve afectada numerosos entre los que desta­can: factores personales, actitudes y procesos cognitivos (Caldwell y O'Reilly, 1982; O'Connor y Barrett, 1980; O'Reilly, Parlette y Bloom, 1980; Staw, 1975). En definitiva, el uso de cuestionarios parece adecuado siempre y cuando los resultados no se generali­cen y confundan con las condiciones objetivas del trabajo.

Son muchos los cuestionarios diseñados para evaluar la percepción de las caracterís­ticas del trabajo. Entre los principales se encuentran el Job Dimensions de Hackrnan y Lawler (197 1), el Job Diagnostic Survey de Hackman y Oldham (1975), el Job Charac­teristic Jnventory de Sims, Szilagyi y Keller (1976), el Job Scope de Stone (1975), y el Perceived lntrinsic Job Characteristics de Warr, Cook y Wall (1979). De todos ellos el

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Job Diagnostic Survey (JOS) es en la actualidad el más utilizado para medir la percep­ción de las características del puesto y, además, es el instrumento más citado en el Social Science Citation lndex en Ja última década (Taber y Taylor, 1990). Una de las razones que explican esta popularidad se encuentra, sin duda, en el hecho de que es una escala que se desarrolla a partir de un modelo teórico, el Modelo de las Características del Pues­to (Haclanan y Oldham, 1980).

El modelo de las características del puesto plantea que la presencia de una serie de características objetivas en el puesto de trabajo repercuten sobre la percepción que el tra­bajador tiene de las propiedades del puesto. La percepción de estas características gene­ran cambios en una serie de resultados, tanto del trabajo .:..mejora de la productividad y calidad en el desempeño y reducción del absentismo y rotación-, como individuales -au­mento de la motivación interna, de la satisfacción en el trabajo y de la satisfacción de las necesidades de autorealización-. Ahora bien, Ja influencia de la percepción de las carac­terísticas del puesto sobre los resultados no es directa, sino que está modulada por unas condiciones determinadas, que denominan estados psicológicos críticos, que generan una alta motivación interna en el trabajador. Dicho de otro modo, las características del pues­to influyen sobre los resultados a través de los cambios que generan en una serie de esta­dos psicológicos críticos: la experiencia del significado, la experiencia de responsabili­dad y el conocimiento de los resultados del trabajo. Para Hackman y Oldham (op. cit.) las características esenciales del puesto, o dimensiones básicas del trabajo, son la varie­dad de habilidades necesarias para desempeñar el puesto, la identidad de la tarea, el sig­nificado de la tarea, el nivel de autonomía que dispone en el desempeño del trabajo y, la retroalimentación del trabajo. El modelo de las características del puesto es muy preciso al definir las relaciones entre las dimensiones del trabajo y los estados psicológicos críti­cos. Hipotetiza, en este sentido, que cada características del puesto se asocia de manera específica a un estado psicológico concreto. La variedad de habilidades y conocimientos, la identidad de la tarea y el significado de la tarea se relacionan con la experiencia del significado del trabajo, la autonomía con la experiencia de responsabilidad y, la retroali­mentación del trabajo con el conocimiento de los resultados. Finalmente, es necesario subrayar que la respuesta del trabajador frente a un puesto en el que están presentes las dimensiones esenciales depende, en última instancia, de las diferencias individuales en el conocimiento y habilidades, en la fuerza de las necesidades de crecimiento y en la satis­facción con los factores del contexto.

El JOS tiene su origen en los trabajos y escalas desarrolladas previamente por Tur­ner y Lawrence (1965) y, fundamentalmente, por Hackman y Lawler (1971). Para inves­tigar las relaciones entre las características objetivas de los puesto y las reacciones de los trabajadores Turner y Lawrence (1965) elaboran una rudimentaria escala (Requisite Task Attribute) que evalúa las propiedades motivadoras de Jos puestos de trabajo. No obstante, en esta escala encontramos ya items que miden alguna de las características de los pues­tos que forman parte del JOS como el grado de autonomía del trabajador o el nivel de ha­bilidades y conocimientos requeridos para el desempeño del trabajo. El verdadero ante­cedente del JOS lo encontramos, sin embargo, en la escala Job Dimension diseñada por Hackman y Lawler ( 1971 ). Esta escala esta formada por 17 items que evalúan la percep-

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ción de 6 dimensiones de los puestos de trabajo: variedad de habilidades, autonomía, identidad de la tarea, retroalimentación del trabajo, contacto social y oportunidades de relaciones amistosas. Las cuatro primeras se consideran características esenciales de los puestos y dos restantes dimensiones interpersonales. Todas las características, menos el contacto social, se miden por medio de 3 items. Los items se presentan en dos secciones diferentes del cuestionario y con dos formatos distintos. La primera sección se compone de 6 items, uno por característica del puesto y en ella se pide al trabajador que valore de forma directa el grado de presencia en su puesto de cada una de las características. La va­loración se realiza sobre una escala de tipo Likert con un rango 1-7 en la que se estable­cen tres anclajes correspondientes a los extremos y punto medio de la escala. La segunda sección la integran los 1 O items restantes, dos por característica del puesto a excepción del contacto social. En esta sección el trabajador debe indicar el grado en el que una serie de atributos están presentes en su actual puesto de trabajo. La escala de valoración de es­ta segunda sección es la misma que en la primera, pero con siete puntos de anclaje. Hackman y Oldham (1975) utilizarán algunos items de este cuestionario como base de los items del JOS y, sobre todo, adoptarán una metodología similar en cuanto a la divi­sión en dos secciones y al formato de respuesta.

En cuanto a su composición el JOS está integrado por cinco subescalas que miden la percepción de las cinco características esenciales de los puestos: variedad de habilidades, identidad de la tarea, significado de la tarea, autonomía y retroalimentación del trabajo. Además de estas cinco subescalas, que constituyen el cuerpo substancial del cuestiona­rio, Hackman y Oldham (1975) incluyen otras dos subescalas que evalúan la retroalimen­tación de los agentes sociales y contacto social. Estas subescalas aportan información complementaria que ayuda a conocer los puestos de trabajo y las reacciones de los traba­jadores que los ocupan. Cada subescala está integrada por tres items repartidos en dos secciones con formatos diferentes. En la primera sección el trabajador debe indicar de forma directa, sobre una escala tipo Likert de siete puntos, el grado en el que percibe que cada característica está presente en su puesto de trabajo. Un rasgo esencial de esta prime­ra sección es el formato de respuesta. Formato que presenta un anclaje de tres puntos ob­tenido mediante una frase que describe el significado de los extremos y punto central de la escala, (1 =Muy poco; 4 =Moderadamente; 7 =Mucho). En esta primera sección ca­da característica del puesto es evaluada por un único items. La segunda sección está compuesta por 14 afirmaciones, dos por característica, sobre los puesto de trabajo. El tra­bajador debe señalar sobre una escala tipo Likert con rango 1-7 (1 = Muy inexacto; 7 = Muy exacto) con que grado de exactitud o precisión describe su actual puesto de trabajo. La particularidad más destacada de esta segunda sección radica en que uno de los items de cada subescala está redactado de forma negativa. Tanto la introducción de dos méto­dos diferentes para medir la percepción de las características de los puestos que corres­ponden a la primera y segunda sección, como la inclusión de items redactados de forma negativa, obedece a un intento de disminuir la posible «confusión entre el contenido sus­tantivo de los items y la técnica de medida utilizada» (Hackman y Oldham, op. cit.; pág. 161). En otras palabras, reducir la varianza debida al método. En la figura 1 se presenta un item de cada una de las secciones del JOS en los que se muestran los métodos de eva­luación y formatos de respuesta utilizados.

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La fiabilidad descrita inicialmente por Hackman y Oldham (op.cit.), a partir de una muestra de 658 trabajadores que desempeñaban 62 puestos de trabajo en 7 organizacio­nes, oscila entre 0.59 y 0.79 para las diferentes subescalas. Resultados semejantes obtie­nen posteriormente Oldham, Hackman y Stepina (1978) con una muestra de 6.930 em­pleados de 876 puestos de 56 organizaciones. En este caso las subescalas del JDS presentaron una consistencia interna que osciló entre 0.58 y 0.75. Es evidente que ya en las fuentes originales el JDS presentaba una fiabilidad moderada. A esta misma conclu­sión llegan Taber y Taylor ( 1990) en su revisión y evaluación de las propiedades psico­métricas del JDS. Estos autores evidencian una débil consistencia interna de las subesca­las del JDS que oscila entre 0.65 y 0.70. La interpretación de la baja o modera consistencia interna de las subescalas del JDS es problemática. No obstante, apuntan Ta­ber y Taylor (op. cit.), la inclusión de items en tres formatos diferentes podría explicar, en parte al menos, esta baja consistencia interna.

Una vez examinada la fiabilidad de las subescalas debemos detenernos en el análisis del principal problema del JDS: la inestabilidad de su estructura factorial. En este senti­do, el modelo de las características de los puestos de trabajo asume entre sus hipótesis que la complejidad de los puestos de trabajo debe ser representada por más de una di­mensión (Aldag, Barr y Brief, 1981 ; Hackrnan y Oldham, 1975; 1980). No es de extra­ñar, por lo tanto, que en los estudios previos una solución multidimensional aparezca co­mo la más adecuada para representar la estructura factorial del JDS (Fried y Ferris, 1987). Sin embargo, los resultados de estas investigaciones no permiten definir con clari­dad el número de factores subyacentes en el JDS. En una serie de trabajos (Adbel-Halin, 1978; lvancevich, 1978; Katz, 1978; Lee y Klein, 1982) se confirma la estructura de cin­co dimensiones propuesta por Hackman y Oldham (1975) como la solución factorial que mejor representa las cinco características esenciales de los puestos. Por el contrario, otros estudios sugieren un número menor de dimensiones o relaciones diferentes entre los items del JDS y Jos factores subyacentes (Charnpoux, 1978; Dunharn, 1976; Dunham, Aldag y Bried, 1977; Fried y Ferris, 1986; Gaínes y Jennier, 1983; Green, Arrnenakis, Marbert y Bedeian, 1979; O'Reilly, Parlette y Bloom, 1980; Pierce y Dunharn, 1978; Po­komey, Gilmore y Beehr, 1980). En este sentido, es necesario destacar la propuesta de una solución de un único factor general (Dunham, 1976; Hogan y Martell, 1987), o la de tres factores manteniendo como dimensiones del JDS la identidad de la tarea y la retro­alimentación del trabajo y reuniendo en un solo factor las características variedad de ha­bilidades, significado de la tarea y autonomía (Champoux, 1978; Dunham, Aldag y Bried, 1977; Fried y Ferris, 1986; O'Reilly, Parlette y Bloom, 1980; Pokorney, Gilmore y Beehr, 1980). Se han apuntado muchas causas como origen de esta inestabilidad facto­rial que van desde la baja discriminación entre subescalas debida a la interrelación que presentan, hasta los sesgos metodológicos generados por los diferentes formatos del cuestionarios, pasando por problemas asociados con el tamaño y composición de las muestras.

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PRIMERA SECCIÓN

¿Qué autonom{a ciene en su puesto de trabajo?. Es decir, ¿hasta qué punto en su puesto de trabajo puede usted mismo decidir cómo se ha de hacer e l trabajo?.

1 --------- 2 3 --------- 4 --------- 5 --------- 6 --------- 7

Muy poco: el puesto de trabajo no me permite decidir cómo y cuándo se ha hacer el trabajo.

SEGUNDA SECCION

Autonomía moderada: muchos aspectos están etandarizados y fuera de mi control, pero puedo tomar algunas decisiones sobre el trabajo.

¿Con que exactitud describe la afimwción su puesto de trabajo?

2 Muy Bastante Inexacto Inexacto

3 Algo

Inexacto

4 Indeciso

5 Algo

Exacto

Mucho: el puesto de trabajo me da una res­ponsabilidad casi com­pleta para decidir cómo y cuándo ha de hacerse el trabajo.

6 Bastante Exacto

7 Muy

Exacto

O El puesto de trabajo me exige utilizar habilidades complejas o de un alto nivel de es­pecialización.

Figura 1. Formato de respuesta de la primera y segunda sección del J DS.

Corno hemos señalado una de las razones que se han esgrimido para explicar la ines­tabilidad de la estructura factorial del JOS se encuentra en la falta de independencia entre subescalas. Como ya destacaron Hackman y Oldham ( 1975) las subescalas del JDS están moderadamente intercorrelaciondas, presentando una correlación media de 0.24 con un rango que oscila entre 0.16 la mínima y 0.51 la máxima. Esta tendencia se confirma más adelante en los resultados obtenidos por Oldham, Hackrnan y Stepina ( 1978) con una muestra más amplia. En este caso la intercorrelación entre escalas oscila entre 0. 19 y 0.44 con una correlación media de 0.33. En suma, la mayoría de las investigaciones que examinan la estructura del JOS confirman la moderada relación entre las subescalas, con intercorrelación media de 0.33 y un rango que fluctúa entre 0.21 y 0.42 (véase Ja revisión de Taber y Taylor, 1990). Además, la máxima intercorrelación entre las subescalas suele corresponder a las dimensiones variedad de habilidades y autonomía, Jo que explicaría, al menos en parte, Ja propuesta de reunir estas características en un solo factor (Champoux, 1978; Dunham, 1976; Dunham, Aldag y Bried, 1977; Fried y Ferris, 1986; O' Reilly, Par­lette y Bloom, 1980; Pokorney, Gilmore y Beehr, 1980). A pesar de esta moderada inter­correlación entre subescalas Hackman y Oldharn ( 1975) consideran que esto no impide

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la independencia entre las dimensiones y no suponen un problema serio para el JDS. Sin embargo, la moderada intercorrelación entre las dimensiones si clarifica, en cierto modo, la inestabilidad de la estructura factorial del JDS ya que la mayoría de la investigaciones utilizan la técnica del análisis factorial exploratorio planteando en unos casos una rota­ción ortogonal y en otros una rotación oblicua. Nos encontrarianos, en definitiva, frente a un artefacto analítico que explicaría parte de la inestabilidad de la estructura del JDS.

En esta misma línea de argumentación debemos señalar que el tipo de técnica analí­tica utilizada para el estudio de la estructura factorial no es el único problema metodoló­gico que presentan las investigaciones sobre el JDS. Entre los principales podemos resal­tar, en primer lugar, el inadecuado tamaño de la~ muestras utilizadas que puede dificultar la obtención del verdadero número de factores del JDS. Otro problema muy relacionado con el tamaño de la muestra es el uso de solo tres items para medir cada dimensión. En tercer lugar, es frecuente que las investigaciones sobre la esbllctura del JDS utilizan muestras muy homo­géneas, focalizadas en unos pocos puestos de trabajo. En estos casos puede darse una varia­ción muy pequeña en las características del puesto entre los trabajadores lo que disminuiría la varianza de los factores y reduciría la probabilidad de detectar las dimensiones hipotetizadas (Fried y Ferris, 1986; Idaszak, Bottom y Drasgow, 1988). No obstante, la inestabilidad de la estructura de JDS también puede tener su origen en la composición de la muestra en rela­ción con variables personales y del contexto como edad, formación o posición en la orga­nización que pueden influir sobre la percepción del trabajador (Fried y Ferris, 1986; Idas­zak, Bottom y Drasgow, 1988; ldaszak y Drasgow, 1987). Finalmente, diversos autores han señalado Ja presencia de sesgos metodológicos en el JDS relacionados con el forma­to del instrumento (Renn, Swiecz y lcenogle, 1993; Spangler, 1989).

En relación con este último aspecto y con el objeto de evitar un posible sesgo en las respuestas debido a utilizar un único método de medida Hackman y Oldham (1975) agru­pan los items, como ya señalamos, en dos secciones diferentes con formatos de respuesta distintos. Además, para eludir un probable «efecto halo» un item de cada subescala se re­dacta de forma negativa. Sin embargo, Harvey, Billings y Nilan (1985) evidenciaron, a este respecto, que el formato del JDS genera un efecto perverso que, lejos de evitar un sesgo, introduce dos nuevos artefactos metológicos relacionados con los items redacta­dos de forma negativa y con los items que tienen una escala con tres puntos de anclaje. Estos autores adoptan una nueva perspectiva en el análisis de la estructura del JDS al usar la técnica del análisis factorial confirmatorio. Sus resultados sugieren que para obte­ner una representación adecuada de la estructura del JDS hay que añadir, a los cinco fac­tores asociados a las características del puesto, un sexto factor metodológico que agrupa los items redactados de forma negativa. Apuntan, así mismo, que la presencia de este factor método es el principal responsable de la inestabilidad de la estructura del JDS. La posterior investigación de ldaszak y Drasgow (1987), utilizando también Ja técnica del análisis factorial confirmatorio, confirma la presencia de un sexto factor método en Ja es­tructura del JDS. Para solucionar los problemas que genera este factor método y mejorar las propiedades métricas de la escala Idaszak y Drasgow (op.cit.) proponen reescribir los items negativos redactándolos de forma positiva. La versión revisada del JDS se compo­ne, por lo tanto, del mismo número de items y con la misma distribución en dos seccio­nes que la versión original, si bien todos ellos están redactados de tal forma pueden valo­rarse en la misma dirección. El examen de la versión revisada del JDS ha demostrado un

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mejor ajuste a los datos que la escala original (ldaszak, Bottom y Drasgow, 1988; ldas­zak y Drasgow, 1987; Renn, Swiecz y Icenogle, 1993). Finalmente y en cuanto al factor método relacionado con el anclaje de tres puntos que caracteriza los items de la primera sección sus efectos no parecen ser tan importantes. Los resultados de la replica efe.ctuada por ldaszak y Drasgow (1987) del trabajo de Harvey, Billings y Nilan (1985) no soportan la hipótesis de la existencia de un artefacto metodológico en el JDS originado por los items con un anclaje en la escala de valoración de tres puntos ..

Los estudios realizados con Ja versión castellana del JDS (González, 1991; 1992) confirman la presencia de dos factores método generados por los items redactados de for­ma negativa y por los items con un anclaje de tres puntos en la escala. De acuerdo con la propuesta de ldaszak y Drasgow (1987) efectuamos una revisión de la escala consistente en reescribir los items negativos redactándolos de forma positiva. Así pues, el principal objetivo de este trabajo es analizar la versión revisada del JDS por medio del análisis fac­torial confirmatorio y evaluar diversas hipótesis sobre su estructura.

MÉTODO

Muestra y Procedimiento

La muestra utilizada para evaluar la estructura de la versión revisada del JDS está integrada por trabajadores pertenecientes a 2 empresas grandes, con una plantilla supe­rior a 200 empleados, y 10 empresas pequeñas, con una plantilla inferior a 50 trabajado­res. Las empresas desarrollan su labor en diversos sectores - alimentación, metal, madera, servicios, comunicación, etc.- y están situadas en Salamanca y Avila. Se distribuyeron un total de 600 cuestionarios, la mitad entre los empleados de las dos empresas grandes y la otra mitad entre los empleados de las empresas pequeñas. Los cuestionarios se entre­gaban a los trabajadores de todos los niveles, trabajadores de línea, mandos intermedios y administrativos, intentando cubrir el mayor número posible de puestos de trabajo. La composición de la muestra no es arbitraria sino que obedece a un intento explícito de ob­tener una muestra heterogénea, tanto en relación con la empresa de la que proceden los trabajadores, como en cuanto a los puestos de trabajo. Los cuestionarios se entregaban personalmente a cada trabajador que los cumplimentaba de forma completamente anóni­ma y voluntaria. De los 600 cuestionarios distribuidos se obtuvieron 263. Una vez elimi­nados los que estaban incompletos la nuestra quedó formada por las respuestas de 254 trabajadores lo que supone un 42.3% de los cuestionarios entregados. El 73.2% de la muestra está compuesto por hombre y el 26.8 por mujeres. En cuanto a la edad la mayo­ría de los trabajadores que integran la muestra, un 70. l %, tiene entre 21 y 40 años de edad; el 27.9% tienen más de 40 años y solamente un 2% tienen menos de 21 de edad. Por lo que se refiere al nivel educativo de los trabajadores de la muestra es también muy heterogéneo. El 16.5% posee únicamente estudios básicos, escuela o graduado escolar, un 23.2% y un 24% ha finalizado los estudios de formación profesional o bachillerato respectivamente y, un 36.2%, son diplomados o licenciados universitarios. Finalmente, los trabajadores que integran la muestra ocupan 23 puesto de trabajo diferentes.

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Instrumento

La versión revisada del JDS que se analiza en este estudio se elaboró a partir de la versión adaptada al castellano del JDS (González, 1991; 1992). Esta versión consta de 21 items, divididos en dos secciones, que evalúan las cinco características esenciales de los puestos de trabajo - variedad de habilidades, identidad de la tarea, significado de la tarea, autonomía y retroalimentación del trabajo- y las dos características adicionales -retroali­mentación y contacto social- que Hackman y Oldham (1975) añaden para facilitar la in­terpretación de los resultados. Esta versión revisada del JDS introduce una sola modifica­ción con respecto a la versión original consistente en modificar los items negativos redactándolo de forma positiva. Las modificaciones se realizaron a partir de los items al­ternativos propuestos por Idaszak y Drasgow (1987). Estos cambios se llevarÓn a cabo en todos los items negativos, uno por dimensión, menos en el que evalúa la variedad de ha­bilidades precisas para desempeñar el puesto de trabajo («Es bastante sencillo y repetiti­vo»). Este item no se reformó ya que modificarlo siguiendo las indicaciones de ldaszak y Drasgow (op.cit.) suponía cambiar los términos usados originalmente por su antónimos y no únicamente alterar la estructura gramatical de la frase. Por último, es preciso señalar que la evaluación de la versión revisada del JDS se efectúa solamente con los items que corresponden a las cinco características esenciales del puesto.

Modelos factoriales hipotetizados

En fu nción de los investigaciones previas sobre Ja estructura factorial del JDS for­mulamos varios modelos alternativos. El primer modelo corresponde a la estructura ori­ginal propuesta por Hackrnan y Oldham (1975; 1980) de cinco factores oblicuos. Como complemento de este modelo hipotetizamos un segundo modelo que se diferencia del an­terior en que los factores no están intercorrelacionados. Esta solución de cinco factores ortogonales es evaluada por varias razones. Por un lado, el examen de la relación entre las dimensiones del JDS demuestra que los factores sólo están moderadamente interco­rrelacionados y, por otro lado, analizar este modelo aporta uri test acerca de la necesidad de incorporar las relaciones entre los factores en Ja estructura del JDS. La propuesta de Dunham (1976) y Hogan y Martell ( 1987) según la cual un solo factor general aporta la mejor representación de la estructura del JDS sirve como base del desarrollo del tercer modelo. El cuarto y quinto modelo plantean una estructura de tres factores oblicua y or­togonal respectivamente. Estos modelos operacionalizan la hipótesis de la legitimidad de las dimensiones identidad de la tarea y retroalimentación del trabajo en la estructura del JDS y la necesidad de agrupar los items que evalúan las características variedad de habi­lidades, significado de la tarea y autonomía, en una sola dimensión (Champoux, 1978; Dunham, Aldag y Bried, 1977; Fried y Ferris, 1986; O' Reilly, Parlette y Bloom, 1980; Pokorney, Gilmore y Beehr, 1980). Los restantes modelos son una extensión de los ante­riores pero incorporando un factor método que agrupa los items de la primera sección del JDS que utilizan una escala con tres puntos de anclaje (Havery, Billings y Nilan, 1985). En este sentido, el sexto y séptimo modelo corresponden a una estructura de seis factores

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oblicua y ortogonal. De estos seis factores cinco representan las dimensiones del puesto y el sexto es el factor método. El modelo octavo plantea una solución de un factor general más un factor método. Y, por último, los modelos noveno y décimo hipotetizan una solu­ción de tres dimensiones, interrelacionadas en un caso y no interrelacionadas en el otro, más un factor método.

Análisis

La estructura del JDS ha sido analizada habitualmente por medio del análisis facto­rial exploratorio (Fried y Ferris, 1986; 1987; Harvey, Billings y Nilan, 1985). Esta técni­ca presenta una serie de características por las que no parece apropiada para evaluar la estructura del JDS. En el análisis factorial exploratorio el número de variables latentes -dimensiones- no está determinado previamente por el investigador y todas influyen en todas las variables observables - items- (Bollen, 1989). Existe, por lo tanto, una dificul­tad a la hora de determinar el número apropiado de dimensiones. Desgraciadamente, co­mo subrayan Harvey, Billings y Nillan (1985; pág. 462), «la cuestión del número de fac­tores es crucial en la evaluación de la estructura factorial del JDS». En el análisis factorial confirmatorio, por el contrario, el investigador elabora previamente un modelo en el que determina el número de variables latentes y especifica, así mismo, su influencia sobre las variables observables. Además, los efectos de las dimensiones sobre los items pueden ser fijados a cero o a alguna otra constante. Es decir, el análisis factorial confir­matorio opera a partir de hipótesis concretas sobre la estructura subyacente en un conjun­to de variables observables lo que supone un test directo del modelo planteado. Por otro lado, esta técnica permite formular y evaluar modelos alternativos en función del grado de ajuste que presentan a los datos. En definitiva, el análisis factorial confirmatorio ofre­ce una serie de ventajas sobre el análisis factorial exploratorio que aconsejan su uso para evaluar la estructura factorial del JDS. No obstante, sólo recientemente y en muy pocos estudios se ha comenzado a utilizar esta técnica para analizar la estructura del JDS (Har­vey, Billings y Nilan, 1985; Hogan y Martell, 1987; Idaszak y Drasgow; 1987; ldaszak, Botton y Drasgow, 1988; Kulik, Oldham y Langer, 1988).

En el presente trabajo utilizamos el análisis factorial confirmatorio para evaluar en qué medida los distintos modelos hipotetizados reproducen la matriz de covarianza obte­nida a partir de los 15 items del JDS. La estrategia de análisis de los datos se lleva a cabo en un doble proceso. En primer lugar, estimamos el grado de ajuste a los datos de la muestra de cada uno de los modelos hipotetizados por medio del programa LISREL 8 (foreskog y S6rbom, 1993) utilizando para la estimación de los parámetros el método de máxima verosimilitud. Una vez determinado el modelo que presenta un mejor ajuste pro­cedemos a su reespecificación eliminando los parámetros no significativos. La presencia de parámetros no significativos indica la posibilidad de obtener un modelo más parsimo­nioso (Bentler y Bonett, 1980; James, Mulaik y Bertt, 1982). Finalmente y en función de los índices de modificación aportados por el LISREL introducimos de forma progresiva e interactiva nuevos parámetros restringidos en el modelo hipotetizado inicial hasta que la mejora que generan en el ajuste deja de ser significativa (Anderson y Gerbing, 1988).

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Para evaluar el nivel de ajuste de los modelos hipotetizados se dispone de diversos índices entre los que se encuentra el x2

• Este índice nos indica la probabilidad de que la divergencia entre la matriz de varianzas y covarianzas muestrales y la generada a partir del modelo hipotetizado sean debidas al azar. Dado que el x2 es muy sensible a las varia­ciones en el tamaño de la muestra y a la violación de ciertos supuestos -linealidad, multi­normalidad y aditividad- se han propuesto diversas medidas adiciones de la bondad de ajuste del modelo. Entre estas se encuentra la razón entre el x2 y los grados de libertad del modelo (Marsh, Balla y McDonald, 1988). No existe consenso a la hora de interpre­tar este índice habiéndose propuesto una gran variedad de criterios, desde los que consi­deran que un x2/g inferior a 5 es indicativo de un buen ajuste del modelo, hasta posturas más rigurosas que plantean que solamente valores menores que 2 denotan un ajuste del modelo aceptable. Además de estas medidas del nivel de ajuste de los modelos el progra­ma LISREL aporta dos índices complementarios, el Goodness-of-Fit lndex (GFI) y el root-mean-square residual (rmr). En cuanto al primero estima la cantidad relativa de va­rianza y covarianza explicada por el modelo y, aunque se desconoce su distribución, se admite que valores cercanos a 1 re fleja un buen ajuste del modelo. La raíz cuadrada me­dia de residuales indica, por su parte, la discrepancia media en valor absoluto entre los elementos de la matriz de covarianza de los datos y la reproducida por el modelo hipote­tizado. El rmr debe ser interpretado en relación con el tamaño de las varianzas y cova­rianzas observadas; no obstante, valores inferiores a O. JO denotan que la discrepancia en­tre las matrices no es importante. Así mismo, para evaluar y, esencialmente, para poder comparar el grado de ajuste de los distintos modelos también examinaremos el Normed Fit Jndex (NFI) propuesto por Bentler y Bonett (1980). El NFI puede ser interpretado co­mo la ganancia del modelo hipotetizado frente al modelo nulo en el que se asume la in­dependencia entre todas las variables. Aunque Bentler y Bonett (op. cit.) señalan que un valor superior a 0.90 indica un ajuste aceptable del modelo a los datos, Tanaka (1987) considera que este criterio es muy severo. Por último, además de los índices antes men­cionados hemos tenido en cuenta otro criterios para evaluar las soluciones obtenidas en los diversos análisis factoriales confirmatorios: la presencia de grandes residuales norma­lizados (Bagozzi y Yi, 1990). Cada residual normalizado puede interpretarse como una desviación estándar y se considera grande si es superior a 2.58 en valor absoluto. La pre­sencia de grandes residuales normalizados evidencia que una parte significativa de la va­rianza permanece sin explicar en el modelo.

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

En la tabla 1 se presenta la descripción estadística de los 15 items que integran la versión revisada del JOS. Además de las medias y desviaciones típicas de las distribucio­nes de los items se exponen los índices de simetría y curtosis. Esta información es esen­cial de cara a los posteriores análisis. Una fuerte asimetría o curtosis de alguna de las dis­tribuciones de los items aconsejaría su exclusión o transformación dada la sensibilidad del análisis factorial confirmatorio a la violación del supuesto de normalidad. En este sentido, la mayoría de los items presentan una simetría y curtosis aceptables. Solamente

Evaluación de la versión revisada ... 81

un ítem de la característica significado del trabajo presenta una moderada asimetría y curtosis con valores de 1.41 y 1.51 respectivamente. En cuanto a las medias de los items oscilan entre 2.3 l y 5.79 con una dispersión en sus distribuciones bastante similar, la des­viación típica máxima es de l.08 y la mínima de 1.90. Por otro lado, las puntuaciones medias de las dimensiones, obtenidas calculando el promedio de los items que miden ca­da característica del puesto, no presentan grandes diferencias con respecto a las expues­tas por Oklham, Hackman y Stepina ( 1978) de la escala original -variedad de habilida­des: 4.53 (sd = 1.57), identidad de la tarea: 4.65 (sd = 1.44), significado de la tarea: 5.49 (sd = 1.25), autonomía: 4.78 (sd = 1.39) y, retroalimentación del trabajo: 4.81 (sd = 1.34)-. Es más, puede afirmarse que presentan un mismo patrón en el que las puntuacio­nes superiores corresponden a las dimensiones significado del trabajo y autonomía.

Los índices de ajuste del los diversos modelos hipotetizados se exponen en la tabla 2. A partir del examen de estos índices podemos establecer algunas conclusiones en rela­ción con la estructura del JDS. En primer lugar, la hipótesis de Dunham (1976) y Hogan y Martell (1987) según la cual la mejor representación de la estructura del JDS se obten­dría con una sola dimensión general aparece como altamente inadecuada. Los modelos que operacionalizan esta hipótesis, el modelo 3 y el modelo 8 que añade un factor méto­do, son los que presentan el nivel de ajuste más bajo con los datos no existiendo, por otro lado, diferencia entre ellos [X2(5, N = 254) = 8.23, ns]. Estos resultados confirman Jos obtenidos por Harvey, Billings y Nilan (1985) con Ja escala original y Renn, Swiercz y Icenogle (1993) con la escala revisada del JDS. En definitiva, podemos afirmar que el JOS es una escala que se caracteriza por su multidimensionalidad.

TABLA l ESTADÍSTICA DESCRIPTIVA DE LOS ITEMS Y SUB ESCALAS DEL JDS

Factor ltem Media Media S.D. S.D. Asimetría Curtos is factor factor

V.H. 1 4.55 4 .48 1.84 0.82 -0.37 -0.95 2 4.86 1.51 -0.78 -0.20 3 4.01 l.91 0.03 -1.23

l.T. 4 4.85 4.99 1.55 1.16 -0.53 -0.19 5 5.05 1.39 -0.88 0.20 6 5.05 l.61 -0.77 -0.08

S.T. 7 5.11 5.45 l.81 1.22 -0.70 -0.56 8 5.62 1.52 -1.41 l.51 9 5.61 l.22 -0.80 -0.04

Aut. 10 4.65 5.J9 1.43 1.02 -0.31 -0.20 11 5.37 1.34 -1.06 0.86 12 5.56 l.02 -0.56 0.05

R.T. 13 5.24 4.45 1.41 0.58 -0.58 -0.14 14 2.31 1.08 0.73 0.08 15 5.79 l.08 -0.94 0.89

82 L. Gonzá/ez

En segundo lugar, todos los modelos que plantean una estructura con factores no in­terralacionados presentan un pobre ajuste a los datos, no reproduciendo de manera ade­cuada la matriz de varianzas y covarianzas formada a partir de los items del JOS. Más concretamente hemos hipotetizado cuatro modelos -el segundo, quinto, séptimo y déci­mo- en los que los factores o dimensiones no están relacionados. El segundo modelo propone una solución de cinco dimensiones no interrelacionadas. Este modelo se desa­rrolla a partir de las hipótesis iniciales de Hackman y Oldham (1975; 1980) e interpreta la moderada intercorrelación entre las dimensiones de manera ortogonal; es decir, como relaciones no significativas que reflejan la independencia entre los factores. De acuerdo con nuestros resultados el grado de ajuste a los datos de la muestra de este modelo es in­suficiente [X2(90, N = 254) = 396.06; x2/gl = 4.40; GFI = 0.81; rmr = 0.40; NFI = 0.62). En cuanto al quinto modelo plantea una estructura de tres dimensiones no relacionadas. Estas dimensiones corresponden a las características del puesto identidad de la tarea, re­troalimentación del trabajo y, una tercera, que agrupa las características variedad de ha­bilidades, significado de la tarea y autonomía. Este modelo presenta un nivel de ajuste a los datos muy semejante al anterior [X2(90, N = 254) = 442.25; x2/gl = 4.41; GFI = 0.81; rmr = 0.34; NFI = 0.57) evidenciando, así mismo, que las divergencias entre la matriz de varianzas y covarianzas muestrales y la generada a partir del modelo no pueden atribuir­se al azar. Por lo que respecta a los modelos séptimo y décimo hipotetizan las mismas so­luciones que los modelos segundo y quinto, pero introduciendo en ambos casos un factor método asociado a los items que utilizan una escala con tres puntos de anclaje. Aunque estos modelos presentan un ajuste a los datos ligeramente superior [X2(85, N = 254) = 349. 10; X2/gl = 4.1 1; GFI = 0.83; rmr = 0.37; NFI = 0.66, y X2{85, N = 254) = 412.83; X2/gl = 4.86; GFI = 0.8 1; rmr = 0.32; NFI = 0.60 respectivamente] esta mejora no es sig­nificativa y tiene su origen, sin duda, en la incorporación del factor método. Por último, es necesario subrayar que todos los modelos evaluados que hipotetizan una ortogonali­dad entre las dimensiones del JOS presentan un gran número de residuales normalizados superiores a 2.58 (véase la tabla 2) lo que demuestra que en estos modelos una gran parte de la varianza queda sin explicar. En conclusión, la evaluación de los modelos que hipo­tetizan una ortogonalidad entre las dimensiones del JOS, con independencia de su núme­ro, evidencia que estas soluciones son incompletas y que la estructura factorial del JDS debe contemplar la relación entre factores.

Una vez admitido que la estructura factorial del JOS debe contemplar necesariamen­te la relación entre los factores debemos abordar el problema que mayor controversia ha originado: el número de dimensiones subyacentes. En este sentido, una de las alternativas a la estructura originalmente propuesta por Hackman y Oldham ( 1975; 1980) plantea una solución oblicua de tres dimensiones. De acuerdo con esta hipótesis se mantienen las di­mensiones identidad de la tarea y retroalimentación del puesto con la misma composi­ción que en la escala original y se reúnen en una tercera dimensión los items que evalúan el resto de características del puesto, variedad de habilidades, significado de la tarea y autonomía (Champoux, 1978; Dunham, Aldag y Bried, 1977; Fried y Ferris, 1986; O' Reilly, Parlette y Bloom, 1980; Pokorney, Gilmore y Beehr, 1980). El examen del ni­vel de ajuste a los datos de la muestra del cuarto modelo en el que se operacionaliza esta hipótesis revela que no es una solución satisfactoria [X2(87, N = 254) = 339.2 1; x2/gl =

Evaluación de la versión revisada ... 83

3.89; GFI = 0.84; rmr = 0.20; NFI = 0.67]. Ninguno de los índices utilizados para evaluar el modelo se acerca a los valores que demuestran un buen ajuste. Por otro lado, la intro­ducción de un factor método tampoco genera una mejora sustancial en el ajuste a los da­tos. En este sentido, el modelo noveno apenas presenta diferencias con respecto al mode­lo cuarto [X2(82, N = 254) = 321.82; X2/gl = 3.92; GFI = 0.84; rmr = 0.20; NFI = 0.69). En definitiva, nuestros resultados evidencian que una solución de tres factores no aporta una representación adecuada de la estructura factorial del JOS.

TABLA 2 íNDICES DE BONDAD DE AJUSTE DE LOS MODELOS HLPOTETIZADOS

SOBRE LA ESTRUCTURA DEL JOS

Modelo x2 gl x21gl GFI rmr NFI RS

Modelo nulo 1068.35 105

Modelo 1: 5 factores oblicuos 184.18 80 2.30 0.91 0.14 0.82 13

Modelo 2: 5 factores ortogonales 396.06 90 4.40 0.81 0.40 0.62 62

Modelo 3: 1 factor general 452.79 90 5.03 0 .77 0.23 0 .56 28

Modelo 4: 3 factores oblicuos 339.21 87 3.89 0 .84 0.20 0.67 18

Modelo 5: 3 factores ortogonales 442.25 90 4.91 0.80 0.34 0.57 48

Modelo 6: 5 factores+ método oblic. 165.56 75 2.21 0.92 0.13 0.84 12

Modelo 7: 5 factores+ método ortog. 349.10 85 4 .1 1 0.83 0.37 0.66 68 Modelo 8: l factor general +método 444.56 85 5.23 0.79 0.23 0.57 30

Modelo 9: 3 factores + método oblic. 321.94 82 3.92 0.84 0.20 0.69 2 1

Modelo 1 O: 3 factores + método ortog. 412.83 85 4.86 0 .81 0.32 0.60 65

De todos los modelos evaluados los únicos que presentan un ajuste aceptable a los datos son el primer modelo, en el que se propone una estructura oblicua de cinco dimen­siones de acuerdo con las hipótesis de Hackman y Oldbam (1975; 1980), y el modelo sexto que añade un factor método relacionado con los items con un anclaje de tres puntos en la escala de valoración (véase la tabla 2). El x2/gl obtenido en ambos casos es ligera­mente superior a 2, valor que puede interpretarse como un buen ajuste de los modelos. Así mismo, el índice GFI de los dos modelos demuestra que, tanto la estructura de cinco dimensiones oblicuas, como la estructura de cinco dimensiones oblicuas más un factor método, presentan un buen ajuste con los datos observados. En este mismo sentido debe interpretarse la raíz cuadrada media de los residuales tanto del primer como del sexto modelo. El rmr muestra que no existen diferencias sustanciales entre la matriz de cova­rianza de los datos y la reproducida por los modelos. En cuanto al índice NFI de Bentler y Bonett ( 1980) indica, así mismo, un ajuste admisible de ambos modelos, si bien el mo­delo que postula cinco dimensiones oblicuas y un factor método presenta un ajuste a los datos algo superior. Por último, es necesario destacar que los dos modelos siguen presen­tando grandes residuales normalizados, aunque en un número mucho menor que el resto de modelos, lo que denota que una parte de la varianza no es explicada por los modelos.

84 L. González

En suma, una estructura de cinco dimensiones oblicuas o una estructura de cinco dimen­siones oblicuas y un factor método constituyen una buena representación de la estructura de los items de la versión revisada del JDS. La introducción de un factor método supone una mejora estadísticamente significativa en el nivel de ajuste del modelo de cinco facto­res oblicuos a los datos [x,2(5, N = 254) = 18,62, p < 0,01). No obstante, entendemos que el modelo que hipotetiza solamente las cinco dimensiones oblicuas es más adecuado co­mo solución a la estructura subyacente del JDS ya que, de los parámetros integrados en el factor método solamente uno resulta significativo. Estos resultados confirman, por otro lado, los obtenidos por Harvey, Billings y Nilan (1985), Idaszak y Drasgow (1987), Ku­lik, Oldham y Langer (1988) y Renn, Swiercz y Icenogle (1993).

Factor

V.H.

I.T.

S.T.

Aut.

R.T.

TABLA 3 PARÁMETROS ESTANDARIZADOS DEL MODELO FINAL ESTIMADOS

POR EL MÉTODO DE MÁXIMA VEROSIMILITUD

Item

1 2 3 4 5 6 7 8 9

10 11 12 13 14 15

V.H.

1.47 0.72

-1.20 0.47

-0.90

0.33

S.T. I.T. Aut.

0.82 0.91 0.92

0.93 0.76 0.91

0.99 1.48 0.49

F.T.

0.29

0.27 0.89

-0.90 0.63

De acuerdo con la estrategia de análisis establecida una vez determinado que el mo­delo de cinco factores oblicuos es el que eresenta un ajuste más satisfactorio a los datos procedemos a su reespecificación. En primer lugar, examinamos los parámetros para eli­minar los no significativos. En este caso todos los parámetros, tanto A. como<!> o o, son al­tamente significativos por lo que no es preciso eliminar ninguno. En segundo lugar y uti­lizando los índices de modificación aportados por el LISREL procedemos a introducir de forma interactiva y progresiva nuevos parámetros restringidos inicialmente en el modelo hasta que la mejora que producen en el ajuste del mode!Q.no es significativa. Los índices de modificación aportan una estimación de la mejora del ajuste del modelo si el paráme­tro se libera. Siguiendo este procedimiento se evaluó el modelo de forma sucesiva en 12

Evaluación de la versión revisada ... 85

ocasiones, liberando en cada una de ellas un parámetro y, por lo tanto, reduciendo de igual modo el número de grados de libertad del modelo, hasta que el incremento en el ajuste no fue significativamente superior respecto al anterior (p < 0.05). De los 12 pará­metros liberados 7 corresponden a parámetros S que incorporan interrelaciones entre los términos de error de algunos items y 5 a parámetros A. que introducen relaciones entre las dimensiones y los items no contempladas en el modelo de cinco factores oblicuos. Estás nuevas relaciones entre los constructos y las variables observables afectan únicamente a las dimensiones, variedad de habilidades y retroalimentación del trabajo. La primera in­fluye sobre items que miden identidad de la tarea, autonomía y retroalimentación del tra­bajo y, la segunda, afecta a items que evalúan el nivel de autonomía y la variedad de ha­bilidades. El nivel de ajuste a los datos del modelo final resultante es altamente significativo en todos los índices [X2(68, N = 254) = 49.30, p < 0.96; x2/gl = 0.72; GFI = 0.97; rmr = 0.07; NFI = 0.95]. Por último, en la tabla 3 se presenta la matriz factorial es­timada resultante de este modelo.

En suma, nuestros resultados apoyan indirectamente las hipótesis de Harvey, Bi­llings y Nilan (1985) sobre la presencia de un factor método relacionado con los items redactados de forma negativa que sería el responsable de la inestabilidad de la escala. La eliminación de este artefacto metodológico, reescribiendo los items negativos de acuerdo con la propuesta de Idaszak y Drasgow (1988), genera la aparición de la estructura origi­nal de cinco factores. En definitiva, creemos que la estructura de cinco dimensiones obli­cuas - variedad de habilidades, identidad de la tarea, significado de la tarea, autonomía y retroalimentación del trabajo- aportan la mejor representación de los items del JDS. No obstante, el nivel de ajuste a los datos que presenta el modelo de cinco dimensiones obli­cuas, así como la presencia de grandes residuales normalizados, sugieren la existencia de ciertos problemas en la versión revisada del JDS. Para lograr un buen ajuste del modelo a los datos es necesario introducir relaciones entre los factores y los items que cuestionan la composición original de las subescalas del JDS. Estos problemas, ya evidenciados por Kulik, Oldham y Langner (1988), afectan en nuestro caso fundamentalmente a las di­mensiones variedad de habilidades y retroalimentación del trabajo. En investigaciones futuras será necesario indagar sobre el origen de estos problemas, proceder a examinar las propiedades psicométricas de la versión revisada y comparar en un mismo estudio las escalas originales y revisadas del JDS.

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