Caracterização da Amostra

Quanto à caracterização da amostra a partir dos 206 questionários válidos, os colaboradores da pesquisa são predominantemente do sexo feminino (56,9%), com idade média de 34,51 anos (DP=10,14), divididos entre solteiros e casados (48% e 46,5%,

respectivamente) e com alta escolaridade (pós-graduação: 64,5%). Os quesitos que investigavam questões laborais tomaram como base as informações contidas no site do Sebrae4. Em relação aos dados ocupacionais, a média de tempo de trabalho na organização atual dos respondentes é de 6,10 anos (DP=7,27), com uma média salarial de R$ 3.854,29 (DP=R$3.105,00), alocados em organização pública (64%), no setor de comércio e serviços (88%), em organizações de grande porte (51%). Em relação ao cargo ocupado, após a categorização das respostas obtidas, a maioria executa atividades educacionais ou de assessoria e gestão (28% e 19,5%, respectivamente).

3.2.2 Resultados

Neste estudo foram empreendidas duas etapas de análise, a saber, a análise fatorial confirmatória das variáveis integrantes do estudo e a modelagem por equação estrutural. Para demonstrar a existência do modelo de BET foi feito teste empírico a partir da Modelagem por Equação Estrutural (SEM), a qual envolve teoria de mensuração e teoria estrutural. A teoria de mensuração especifica como variáveis medidas representam lógica e sistematicamente construtos envolvidos em um modelo teórico.

Assim, especifica uma série de relações que sugerem que as variáveis medidas representam um construto latente que não é diretamente medido (Hair et al., 2009). A teoria estrutural condiz com a formatação gráfica dessa teoria. Especificar um número de fatores a priori, pela teoria de mensuração, se refere à maneira como os construtos conceituais em um modelo de mensuração são operacionalizados.

A AFC do construto comprometimento organizacional afetivo apresentou índices de ajuste não muito bons para o formato com 5 itens contidos na escala, conforme pode ser

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visto na Tabela 8, além da sugestão de ajustes a serem feitos em função da covariância entre alguns itens.

Ao analisar as sugestões de modificação e as estimativas dos itens, notou-se que o item 1 da ECOA covariou com o item 2. Diante dessa informação, decidiu-se retirar o item 1 do modelo (‘A empresa onde trabalho faz-me sentir orgulhoso dela’), por colaborar com menor peso de regressão, e recalcular as análises, obtendo índices um pouco melhores, mas que ainda não correspondiam aos valores recomendados pela literatura, além de ainda haver a sugestão de modificação de itens.

Ao analisar as estimativas de cada item, resolveu-se reconsiderar o item 1 e retirar o item 2 (‘A empresa onde trabalho faz-me sentir contente com ela’). Essa alternativa forneceu ótimos índices de ajuste e obteve 10 parâmetros fixos e 8 parâmetros livres, resultando em 2 graus de liberdade, com o qui-quadrado não significativo e a razão entre ele e o grau de liberdade igual a 0,189 como pode ser verificado na Tabela 7.

Esse dado deve ser considerado com ressalvas, já que os valores obtidos fugiram aos escores sugeridos pela literatura, em que o qui-quadrado deve ser significativo e a razão entre este e os graus de liberdade deve estar entre 1 e 5, sendo os valores entre 1 e 3 recomendados como excelentes (Byrne, 2010). No entanto, os índices GFI e CFI foram bastante satisfatórios por serem bem próximos a 1, ponto máximo sugerido pela literatura. O RMSEA não foi muito adequado, contudo o p-close foi não significativo (0,892), conforme recomenda a literatura.

Tabela 8. Índices de ajuste para a ECOA

X² G

l

P X²/gl GFI CFI RMSEA (IC*) PClose

COA (5 itens) 24,441 5 <0,001 4,888 0,956 0,982 0,138 (0,086-0,194) 0,004 COA (4 itens: s/item 1) 10,739 2 0,005 5,370 0,975 0,990 0,146 (0,069-0,237) 0,023

COA (4 itens: s/item 2) 0,379 2 0,827 0,189 0,999 1,00 0,000 (0,000-0,081) 0,892

*IC: Intervalo de confiança.

Quatro itens permaneceram no modelo estrutural de comprometimento organizacional afetivo, a serem respondidos a partir do comando ‘A empresa onde trabalho faz-me sentir’: orgulhoso dela; entusiasmado com ela; interessado por ela e animado com ela. A manutenção do item 1 e retirada do item 2 faz sentido, ao observar que a ideia de ‘estar contente’ com a organização (item 2) pode ser representada por ‘estar animado com ela’ (item 5), diferentemente de ‘sentir orgulho’ (item 1), uma vez que não há nos demais itens uma aproximação com essa ideia, por isso se justifica a retirada do item 2. Observa-se que no entendimento dos respondentes, estar ‘contente com a empresa’ é dispensável para descrever o comprometimento organizacional afetivo, ou ainda, esse entendimento pode se aproximar do sentido dos demais ou estar embutido e implícito neles.

Na tabela 8 constam os escores obtidos para os índices de ajuste de cada modelo de COA testado. Sendo que os melhores aparecem para a versão com 4 itens, mas sem o item 2. A Figura 2 representa a estrutura encontrada através da análise de componentes principais e confirmada por AFC para o construto comprometimento organizacional afetivo.

Figura 2. Modelo estrutural do construto Comprometimento Organizacional Afetivo

De acordo com as estimativas apresentadas, observa-se que o item que melhor traduz a ideia de comprometimento organizacional afetivo é o item 3, o qual versa sobre o entusiasmo que o trabalhador sente em relação à empresa em que trabalha. Esse resultado também é visto na análise de componentes principais para tal variável, a qual alcança CF= 0,933 e encabeça a lista de itens agregados no fator.

Tabela 9. Efeitos diretos padronizados para o modelo ECOA (com 4 itens, sem item 2).

Item ECOA1 ECOA3 ECOA4 ECOA5

Lambdas 0,757 0,947 0,902 0,939

Outro item que se mostrou importante nessa análise foi o quinto, o qual traduz o quanto o funcionário se sente animado com a organização. A saturação dele na análise de componentes principais foi 0,916. Para tanto, entende-se que a base afetiva do comprometimento organizacional pode ser interpretada pela empolgação que o funcionário sente frente à organização.

Para o construto Satisfação no Trabalho foram feitas diversas análises até chegar a um modelo com índices de ajuste adequados e coerente com a proposta teórica. A análise de componentes principais realizada previamente encontrou um modelo composto por quatro

fatores e este foi testado. Porém, para fins de contraste, inicialmente as estimativas foram calculadas para o modelo de 5 fatores com 15 itens proposto por Siqueira (2008).

Nesta análise, os índices de modificação sugeriram alguns ajustes. Então, foi utilizado o modelo apresentado na análise de componentes principais empreendida neste estudo, o qual indicava que a satisfação no trabalho seria composta por 15 itens distribuídos desigualmente em 4 fatores (satisfação com salário, satisfação com a chefia, satisfação com colegas e satisfação com a meritocracia e com os conteúdos do trabalho). No entanto, os índices de ajuste foram piores que os do primeiro modelo, recorrendo-se aos índices de modificação para verificar sugestões viáveis e coerentes com a teoria.

Diante das recomendações do teste, foram feitas alterações que se encaminharam por retirar os itens 2 (‘com o número de vezes que fui promovido nessa empresa’), 5 (‘com o grau de interesse que minhas tarefas me despertam’) e 13 (‘com a variedade de tarefas que realizo’), todos estes integrantes do fator satisfação com a meritocracia e com conteúdos do trabalho. O item 13 foi excluído por ter apresentado carga fatorial duplicada e, ainda assim, com baixo valor, pois ao aumentar o ‘ponto de corte’ da carga fatorial ele não permaneceu na estrutura de referência para ST. Além disso, o modelo que continha esse item apresentou índices de ajuste ruins e este item apresentou covariância com o fator satisfação com a chefia e com os itens que o compõem. Ao retirar o item 13, os índices do modelo resultante firam calculados, tendo que os outros dois itens (2 e 5) foram retirados por sugestão dos índices de modificação, por terem covariado com vários outros itens e terem menor peso de regressão entre os itens que covariaram.

Para tal formato, agora com 12 itens distribuídos em 4 fatores, foram encontrados ótimos valores de ajuste (Tabela 10) na análise fatorial confirmatória, principalmente para os índices de bondade e de comparação do ajuste.

Tabela 10. Índices de ajuste para a EST e comparação de modelos para ST.

X² Gl p X²/gl GFI CFI RMSEA (IC*) PClose

ST (5f/15 it) 176,349 85 <0,001 2,075 0,899 0,950 0,072 (0,057-0,087) 0,009 ST (4f/15 it) 280,046 86 <0,001 3,256 0,835 0,895 0,105 (0,091-0,119) <0,001

ST(4f/12 it) 103,047 50 <0,001 2,061 0,928 0,963 0,072 (0,052-0,092) 0,036

*IC: Intervalo de confiança.

Essas avaliações confirmam que a satisfação no trabalho pode ser explicada pela satisfação com a meritocracia e com os conteúdos do trabalho, pela satisfação com a chefia, pela satisfação com o salário e pela satisfação com os colegas. As análises colaboram para uma escala mais concisa, que investiga o fenômeno num período de tempo mais curto para o respondente.

Os indicadores de ajuste do modelo de ST foram muito bons, conforme demonstrado acima. Dentre estes, destacam-se os índices X²/gl, CFI e GFI, que não sofrem alterações a partir do número de fatores ou de itens a serem considerados e colaboram para comparar os diferentes formatos de modelo, por serem índices independentes.

O modelo obteve 78 parâmetros fixos, 28 parâmetros livres e 50 graus de liberdade, com escore do qui-quadrado significativo estatisticamente [X²(50)=103,047; p<0,001] e a razão entre ele e os graus de liberdade igual a 2,061, o que corresponde à recomendação de obter o menor valor para o X²/gl. Já o CFI e o GFI serão melhores quando seu valor estiver mais próximo de 1 e foram alcançados escores adequados de 0,963 e de 0,928, respectivamente. O RMSEA também foi apropriado com valor de 0,072 (IC: 0,052-0,092), apesar de ter tido um p-close significativo estatisticamente (0,036). Para tanto, estas informações permitem afirmar que o melhor modelo encontrado para a EST é o de 12 itens distribuídos em 4 fatores.

Outra análise importante para confirmar o melhor modelo é analisar os valores alcançados para o ECVI e o CAIC, os quais buscam comparar modelos a partir da

diferença entre o modelo amostral e o modelo esperado populacional. O primeiro é denominado Índice Esperado de Validação Cruzada e o segundo é chamado de Critério de Informação Consistente de Akaike. Ambos informam a probabilidade do modelo se reproduzir ao ser analisado em outra amostra, em que quanto menores os valores do ECVI e do CAIC, melhor será o ajuste do modelo analisado numa replicação posterior. Foi o que aconteceu com o modelo de ST com 12 itens e 4 fatores, que obteve melhores índices de ajuste, conforme mencionado:

Tabela 11. Índices de comparação de modelos para ST

Modelo ECVI CAIC

Satisfação (5 fat; 15 itens) 1,202 397,825

Satisfação (4 fat; 15 itens) 1,171 759,345

Satisfação (4 fat; 12 itens) 0,776 280,227

A Figura 3 apresenta a estrutura alcançada para o modelo final de ST em que, a partir das análises anteriores, com retiradas de itens e concisão do modelo, manteve 12 itens, porém divididos em 4 fatores, todos com igual quantidade de itens: satisfação com a meritocracia e conteúdos do trabalho, satisfação com colegas, satisfação com salário e satisfação com a chefia.

Figura 3. Modelo estrutural do construto Satisfação no trabalho.

Diante dos dados explicitados, o modelo que demonstrou melhor ajuste para a composição de satisfação no trabalho contém 12 itens, distribuídos em quatro fatores, com os lambdas (pesos de regressão) de cada fator descritos na Tabela 12. Observa-se que o fator satisfação com salário é o que mais contribui para manifestar a variável latente ST, pois apresentou o maior lambda, ou seja, os respondentes identificaram que sua satisfação no trabalho pode comparecer mais claramente através da satisfação com o salário que recebem.

No entanto, o fator satisfação com a meritocracia e com conteúdos do trabalho também apresentou lambda alto, próximo ao fator que mais pontuou. Este fator se refere ao quanto o trabalhador se sente satisfeito com o reconhecimento da organização demonstrada através das oportunidades de promoção e pelas características das tarefas inerentes ao seu trabalho. Desse modo, essa dimensão também colabora para representar a variável satisfação no trabalho nessa amostra.

Tabela 12. Efeitos diretos padronizados para o modelo ST (4 fatores, 12 itens).

Fatores ST ST Colegas ST Chefia ST Salário ST Meritocracia Conteúdos Trab

Lambdas 0,476 0,574 0,833 0,815

Já os lambdas calculados para os itens em relação ao construto como um todo, ou seja, os itens analisados quanto ao construto latente de segunda ordem, o escore mais alto ocorreu no item 3 de satisfação no trabalho: “No meu trabalho atual sinto-me com o meu salário comparado com o quanto eu trabalho” (λ=0,762), integrante do fator satisfação com salário. Quando as estimativas dos itens foram calculadas em relação a cada fator, de modo a entender os escores dos itens relativos aos fatores de primeira ordem, foi o item 10 que obteve maior lambda (λ =0,946), o qual se refere à satisfação quanto ao entendimento entre meu chefe e eu, componente do fator satisfação com a chefia. Esse dado informa que ao pensar na satisfação no trabalho, os sujeitos dessa amostra avaliam-na a partir do relacionamento existente entre o chefe e eles.

Na tabela 13 constam os lambdas para cada item da variável satisfação no trabalho, a qual contempla tanto a relação entre o item e a variável como um todo, quanto a relação entre o item e o fator do qual este faz parte.

Tabela 13. Lambdas dos itens quanto ao construto ST e ao fator de 1ª ordem correspondente Itens Lambdas ST Fatores EST 14 0,389 0,818 ST Colegas EST 4 0,328 0,691 EST 1 0,328 0,691 EST 12 0,517 0,901 ST Chefia EST 10 0,543 0,946 EST 15 0,431 0,751 EST 3 0,762 0,915 ST Salário EST 6 0,716 0,859 EST 11 0,734 0,881 EST 9 0,681 0,836 ST Meritocracia e Conteúdos do Trabalho EST 7 0,710 0,871 EST 8 0,447 0,549

A AFC para a EET também conduziu a alterações nos itens que compõem a escala, tanto sugeridas pelos índices de modificação, quanto pela análise dos índices de ajuste. Para a escala formada pelos 5 itens, a razão entre o qui-quadrado e os graus de liberdade forneceu um valor alto e o p-close foi significativo, contrariando a recomendação da literatura.

Diante dessas informações, analisou-se os índices de ajuste quanto às estimativas e percebeu-se que o item 4 (‘eu como, vivo e respiro o meu trabalho’) obteve menores estimativas e peso de regressão padronizado, decidindo por sua retirada do modelo, de acordo com a Tabela 14. O cálculo de novas análises sem o item 4 mostrou bons índices de ajuste e a análise dessa escala apresentou 10 parâmetros fixos e 8 parâmetros livres,

totalizando 2 graus de liberdade. O qui-quadrado foi estatisticamente significativo [X²(2)=6,117; p=0,047] e a razão deste pelos graus de liberdade foi 3,058.

Tabela 14. Índices de ajuste para a EET.

X² gl p X²/gl GFI CFI RMSEA (IC*) P-Close

EET (5 itens) 42,871 5 <0,001 8,574 0,920 0,934 0,192 (0,142-0,247) 0,001

EET (4 itens: sem item 4) 6,117 2 0,047 3,058 0,985 0,991 0,100 (0,010-0,195) 0,129

*IC: Intervalo de confiança.

A estrutura do modelo permaneceu com 4 itens, como pode ser vista na Figura 4.

Figura 4. Modelo estrutural do construto Envolvimento com o trabalho.

A Tabela 15 apresenta os pesos de regressão para os itens da EET, em que o item EET 3 (“As coisas mais importantes que acontecem em minha vida envolvem o meu trabalho”), é o que mais contribui para identificar envolvimento com o trabalho. Essa descrição demonstra o grau de importância que o trabalho tem para a vida do respondente, pois eventos que envolvem o cotidiano laboral se configuram em acontecimentos de grande relevância para o sujeito.

Tabela 15. Efeitos diretos padronizados para o modelo EET (4 itens, sem item 4).

Item EET1 EET2 EET3 EET5

Lambdas 0,840 0,811 0,876 0,733

Diante dos resultados apresentados, verifica-se que as análises confirmatórias apresentaram agrupamentos mais concisos e parcimoniosos para os construtos considerados. Em todos os casos houve queda de itens, de modo a tornar as escalas mais parcimoniosas, práticas e objetivas. Os construtos podem ser avaliados por uma quantidade menor de itens, o que facilita a aplicação das escalas, cansa menos o leitor e aumenta as chances de resposta, contribuindo de forma positiva para as pesquisas que se interessam em investigar o comprometimento organizacional afetivo, a satisfação no trabalho e o envolvimento com o trabalho.

O estudo foi proposto para analisar se as variáveis acima descritas indicariam a existência de BET. Então, após a realização da análise fatorial confirmatória, procedeu-se à modelagem por equação estrutural para o modelo de bem-estar no trabalho, de modo a verificar se o comprometimento organizacional afetivo, a satisfação no trabalho e o envolvimento com o trabalho indicam a presença desse fenômeno.

O modelo estrutural de BET, após as modificações sugeridas e analisadas, permaneceu composto pelas três variáveis apresentadas pela teoria, de tal forma que as sugestões dos índices de modificação não indicaram a exclusão de itens, como se observa na tabela 16.

Assim, permaneceram 20 itens, distribuídos em: comprometimento organizacional afetivo (04 itens), satisfação no trabalho (12 itens) e envolvimento com o trabalho (04 itens), totalizando itens que sinalizam para a existência de BET. Esse modelo apresentou 210 parâmetros fixos e 47 parâmetros livres, resultando em 163 graus de liberdade, com qui-quadrado significativo [X²(163)=250,54; p<0,001] e a razão entre este e os graus de liberdade foi 1,537.

Tabela 16. Índices de ajuste para o modelo de BET

X² Gl p X²/gl GFI CFI RMSEA (IC*) P-close

BET (3 fatores/ 20 itens)

250,54 163 <0,001 1,537 0,896 0,970 0,051 (0,038-0,063) 0,426

*IC: Intervalo de confiança.

O GFI e o CFI indicaram ajustes muito bons com escores de 0,896 e 0,970, respectivamente, com RMSEA satisfatório [0,051 (IC: 0,038-0,063); p-close=0,426]. Além desses índices, foram analisados aqueles que traduzem um modelo passível de replicação: o ECVI e o CAIC.

Contudo, diante da ausência de modelos alternativos para proceder a comparações com as informações que esses índices fornecem, pode-se relacionar os escores deles extraídos do modelo amostral com os índices que projetam os dados caso não houvesse relações, ou seja, com o modelo saturado. Desse modo, os escores dos índices precisam ser menores que o escore do modelo saturado (MS) apresentado pelo AMOS para justificar sua importância e supor a reprodutibilidade do modelo em outras amostras com bom ajuste. Para esse estudo, obteve-se ECVI=1,681 (MS=2,049) e CAIC=547,950 (MS=1328,854), informando, portanto, que o modelo de BET pode ser replicado.

Quanto aos índices apresentados pelo modelo de BET, nota-se que os valores estão dentro das recomendações da literatura, o que demonstra a viabilidade do construto BET ser indicado pelas variáveis supracitadas, ou melhor, que essas variáveis evidenciem a existência de BET, principalmente ao observar o GFI com valor próximo a 0,90 e o CFI, próximo a 1. O RMSEA ficou dentro da variação do que seria ótimo para esse indicador e não significativo. A estrutura do modelo de BET, composta por três variáveis, pode ser observada na Figura 5:

Figura 5. Modelo estrutural do construto Bem-estar no trabalho

Conforme a teoria indicou outrora, as análises demonstram a existência do construto BET a partir da observação de outras variáveis como indicadores. A Figura 5 apresenta a estrutura alcançada para o modelo de BET em que, a partir das análises anteriores, ele demonstrou ser composto pelas variáveis: COA (4 itens), ST (12 itens) e ET (4 itens).

CAPÍTULO IV

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4 CONSIDERAÇÕES FINAIS

Inicialmente, a proposta para esse manuscrito era realizar um estudo correlacional que envolvesse o bem-estar no trabalho. Entretanto, notou-se, diante da literatura consultada, a ausência de comprovação empírica para o construto, momento em que este se tornou o principal objetivo deste estudo.

Esse manuscrito partiu do pressuposto de que o bem-estar no trabalho seria composto por comprometimento organizacional afetivo, satisfação no trabalho e envolvimento com o trabalho. As escalas para cada uma dessas variáveis foram testadas empiricamente e, ao encontrar para cada uma estrutura coerente com a teoria, procedeu-se ao teste do modelo (até então teórico) de BET.

Foi encontrada uma estrutura consistente que se aproxima do modelo pensado previamente por Siqueira e Padovam (2008). Os índices de ajuste foram muito bons e se constatou que as variáveis COA, ST e ET influenciam na constituição de construto BET, mas que este é capaz de ter uma estrutura própria, sem empréstimos. Assim, quando a pessoa pontua alto em COA, ET e ST, provavelmente há um traço latente que explica estes resultados o qual é BET. Sendo esta a maior contribuição deste estudo tanto para o meio social e organizacional quanto para o meio acadêmico, qual seja: identificar que tais variáveis indicam a existência de bem-estar no trabalho, expressa e comprovada empiricamente.

A intenção de constatar se as variáveis seriam base para BET pretende colaborar para essa seara de conhecimento, de modo a fornecer orientação ao setor de recursos humanos para fomentar ações que eliciam esse estado. Acredita-se que as consequências são benéficas tanto para a empresa quanto para o indivíduo, pois ao se preocupar com o bem- estar de seu funcionário, a organização demonstra estar atenta aos preceitos organizacionais atuais. Essa tendência preconiza que o sujeito precisa experimentar um estado tal que o permita produzir satisfeito, envolvido e comprometido com seu trabalho, a fim de evitar adoecimentos, principalmente psíquicos, provocados por situações de trabalho.

A realização deste estudo sofreu algumas alterações ao logo do caminho, mas que não impediram sua realização. Modificações que se transformaram em limitações, a exemplo de não ter diferenciado nas análises quem respondeu à pesquisa virtual ou presencialmente. Outra situação que pode ter influenciado foi modos de coleta de dados diferenciados para cada um dos estudos. E, por fim, o fato de não ter contemplado uma gama diversificada de ocupações colabora para entender os resultados desse estudo com ressalvas, de modo a evitar uma ampla generalização a trabalhadores dos mais variados setores.

Esse estudo demonstra que o BET recebe a influência de COA, ET e ST, e, portanto, é importante considerar que haverá uma análise e mensuração mais qualificada desse construto, será melhor analisado e mensurado se alcançar uma medida específica que contemple as prerrogativas propostas pelas variáveis que influenciam na existência de BET. A construção de um instrumento que mensure diretamente o bem-estar no trabalho constitui um passo de fundamental importância para o avanço das pesquisas concernentes a