VÍNCULO Á ORGANIZAÇÃO

FIGURA 3.23 – Gráficos dos scores médios da variável: liderança e vínculo à organização.

Ao comparar as dimensões da liderança e vínculo à organização, verificamos que os colaboradores que possuem um outro tipo de vínculo à organização apresentam maiores scores que os colaboradores que não têm este tipo de vínculo para o estilo de líder integrador; os colaboradores com um contracto por tempo indeterminado revelam maior pontuação para o estilo de líder simpático; por fim os profissionais com um vínculo efectivo à organização evidenciam maior pontuação para o estilo de líder laissez-faire e menor pontuação para o estilo de líder integrador (Figura 3.23).

QUADRO 3.13 – Comparação dos scores médios da variável: liderança e vínculo à organização.

Estilos de Liderança

Vínculo à Organização Integrador Intermédio Simpático Directivo/ Autocrático

Laissez- Faire Efectivo 0,39 (0,31) 0,22 (0,23) 0,20 (0,17) 0,08 (0,16) 0,09 (0,19) Contrato por tempo

indeterminado 0,40 (0,45) 0,22 (0,25) 0,27 (0,26) 0,04 (0,08) 0,06 (0,12) Contrato a termo 0,45 (0,29) 0,29 (0,26) 0,15 (0,15) 0,05 (0,12) 0,05 (0,13) Outro 0,49 (0,31) 0,13 (0,18) 0,24 (0,22) 0,01 (0,04) 0,05 (0,10) Teste de Hipótese Kruskal-Wallis χ2=4,853 P=0,183ns χ2=9,043 P=0,029 * χ2=6,360 P=0,095 ns χ2=5,156 P=0,161ns χ2=1,365 P=0,714ns

O Quadro 3.13, mostra os resultados do teste de Kruskal-Wallis, como os p(s) > 0.05, aceitamos a hipótese nula e concluímos que os scores médios apontados para os estilos de líder integrador, simpático, directivo/autocrático e laissez-faire são significativamente iguais independentemente do tempo total de serviço. Ao inverso, encontramos diferenças significativas na avaliação do estilos de líder intermédio apresentando pontuações mais elevadas no contrato a termo (0,29) e mais baixas no outro tipo de contrato (0,13).

Em síntese, apresentamos o Quadro 3.14 como as variáveis da caracterização da amostra que são significativamente diferentes nos diversos estilos de liderança.

QUADRO 3.14 – Caracterização global das variáveis da caracterização da amostra que são significativamente diferentes em função dos estilos de liderança.

Estilos de Liderança Caracterização da

Amostra Integrador Intermédio Simpático Directivo/

Autocrático Laissez- Faire Sexo Idade 9 9 Estado civil 9 Formação académica 9 Função desempenhada 9 Unidade de saúde 9 9 9 Tempo de serviço na unidade de saúde 9 9

Tempo total de serviço 9

3.3.3 – Análise descritiva dos valores das variável Motivação

As respostas à variável motivação33 medida na terceira parte do questionário destina-se a medir a orientação dos colaboradores para cada uma das necessidades propostas por McClelland (1987), colocando em destaque as necessidades adquiridas, isto é, as necessidades que os colaboradores desenvolvem através da sua experiência, das necessidades adquiridas socialmente à medida que interagem no local de trabalho ao longo da sua vida profissional (Teixeira, 2005), divididas em três tipos de necessidades: sucesso, afiliação e poder, como mostra a Figura 3.24.

0,0 10,0 20,0 30,0 40,0 50,0 60,0 P e rc en ta g e m ( % ) Nunca Quase nunca

Raramente Por vezes Usualmente Quase

sempre

Sempre

Sucesso Afiliação Poder

FIGURA 3.24 – Distribuição dos valores percentuais da variável motivação nas diferentes necessidades.

Na necessidade de sucesso, os colaboradores assumem um desejo forte de assumir responsabilidades pessoais no desempenho de uma tarefa ou na solução de um problema, a tendência para fixar objectivo moderadamente difíceis de alcançar e riscos calculados, com moderada probabilidade de sucesso e um desejo forte de obter feedback regular tendo em vista melhorar o desempenho, ou seja, querem “fazer algo melhor ou com mais eficiência do que já foi feito antes” (Teixeira, 2005: 150), uma vez que 86,0% destes, têm quase sempre ou sempre esta necessidade. As restantes frequências, assumem nesta necessidade um valor pouco significativo.

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Na necessidade de afiliação, os colaboradores assumem um desejo forte de aprovação e de confiança dos outros colaboradores, a tendência para agir em conformidade com os desejos, as normas e os valores dos outros, quando pressionados por colaboradores cuja amizade valorizam e um interesse genuíno e sincero pelos sentimentos dos outros, uma vez que 82,5% destes, têm quase sempre ou sempre esta necessidade. As restantes frequências, assumem também nesta necessidade um valor pouco significativo.

Na necessidade de poder, os colaboradores assumem uma reduzida preocupação em influenciar e orientar outros colaboradores, um baixo desejo de controlar os outros e uma fraca tendência para estabelecer relações de líder-liderado, ou seja, não “representando uma orientação para o pretígio e a produção de impacto nos comportamentos ou emoções das outras pessoas” (Cunha et al., 2007: 159), uma vez que 66,4% destes, têm nunca, quase nunca ou raramente esta necessidade. A este dado há a acrescer o facto de 17,2% terem por vezes esta necessidade. As restantes frequências, assumem uma menor necessidade, surgindo com valores pouco significativos.

“Segundo McClelland, embora em graus diferentes, todas as pessoas possuem estes três tipos de necessidades. Contudo, uma delas prevalecerá em cada indivíduo, será mais característica numa pessoa do que as outras duas” (Teixeira, 2005: 150).

Para se traçar o perfil de motivação nas suas orientações para cada uma das necessidades, foram transpostas as pontuações médias de cada questão para os quadros que estão em anexo34, para a obtenção da grelha seguinte, representativa do perfil motivacional dos colaboradores, conforme exercício proposto por Rego e Cunha (2007a).

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FIGURA 3.25 – Perfil de motivação dos colaboradores nas orientações para cada uma das necessidades de sucesso, afiliação e poder.

Este perfil encontrado difere um pouco do perfil médio encontrado nos numerosos estudos efectuados em Portugal (Rego & Cunha, 2007a), uma vez que, os colaboradores da ARS-Norte SRS de Bragança denotam uma elevada motivação quer para as necessidades de sucesso, quer para as necessidades afiliativas e uma baixa motivação para as necessidades de poder.

3.3.3.1 – Análise de Factorial Confirmatória

Para identificarmos as necessidades motivacionais dos colaboradores da ARS Norte – SRS de Bragança, procederemos a uma análise factorial confirmatória35 dos respectivos itens do questionário relacionados com a motivação.

O objectivo da aplicação da técnica de análise factorial confirmatória foi obter um número reduzido de factores que permitam identificar as relações estruturais entre as variáveis que aferem as necessidades motivacionais dos colaboradores, identificados por Rego e Cunha (2007a). O método de extracção de factores a aplicar foi o método dos componentes principais através do método Varimax36. Os factores comuns retidos

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Técnica estatística que procura explicar a correlação entre variáveis originais, para estimar o(s) factor(es) comum(ns) e as relações estruturais que ligam os factores (lactentes) às variáveis, ou seja, simplificando os dados através da redução do número de variáveis necessários para os descrever (Maroco, 2007; Pestana & Gageiro, 2008).

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O método mais popular de rotação das componentes principais é o método de rotação Varimax. É um método ortogonal e pretende que, para cada componente principal, existam apenas alguns pesos significativos e todos os outros sejam próximos de zero, isto é, o objectivo é maximizar a variação entre os pesos de cada componente principal. A proporção de variância explicada por cada uma das componentes, mantém-se constante, apenas se distribuindo de modo diferente para que sejam

2 2,5 3 3,5 1,5 4 5 5,5 1 6 6,5 7 Sucesso 2 2,5 3 3,5 1,5 4 4,5 5 5,5 1 6 6,5 7 2 2,5 3 3,5 1,5 4 4,5 5 5,5 1 6 6,5 7 Afiliação Poder

Perfil médio encontrado em numerosos estudos efectuados em Portugal. Perfil médio encontrado no estudo efectuado.

foram aqueles que apresentam um eigenvalue superior a 1, em consonância com o Scree Plot e a percentagem de variância retida, uma vez que de acordo com Maroco (2007) a utilização de um único critério pode levar à retenção de mais/menos factores do que aqueles relevantes para descrever a estrutura latente. Para avaliar a validade à análise factorial confirmatória utilizou-se o critério KMO37, com os critérios de classificação definidos em Maroco (2007). Os scores de cada sujeito em análise em cada um dos factores retidos foram obtidos pelo método de Bartlett38, isto é, método dos mínimos quadrados ponderados.

Os dados relativos aos motivos foram submetidos a uma análise factorial confirmatória (Reis, 2001; Maroco, 2007; Pestana & Gageiro, 2008), tendo sido testado o modo tri-factorial sugerido em pesquisas anteriores (e.g., Rego & Carvalho, 2001, 2002; Rego & Cunha, 2007a).

A análise factorial confirmatória dos componentes principais para as 18 variáveis em estudo relativas às necessidades de motivação dos colaboradores inquiridos têm das suas diversas atitudes e comportamentos inclui 361 colaboradores. Tendo-se observado um KMO = 0,833 procedeu-se à análise factorial confirmatória, uma vez que a factorabilidade da matriz das correlações é Boa. A análise da consistência do modelo foi avaliada através do alpha de Cronbach39. Todas as variáveis

maximizadas as diferenças entre as contribuições das variáveis: aumentando as que mais contribuem para a formação da componente e diminuindo os pesos das que menos contribuem (Maroco, 2007; Pestana & Gageiro, 2008).

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O método mais utilizado para avaliar a qualidade dos dados é a medida de adequação de amostragem de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), proposta por Kaiser (1970) e Kaiser e Rice (1974), citados em Maroco (2007). O KMO é uma medida da homogeneidade das variáveis, que compara as correlações simples com as correlações parciais observadas entre as variáveis (ver Maroco, 2007). Apesar de não existir um teste rigoroso para os valores KMO, de uma forma geral, estes podem ser adjectivados como (ver Reis, 2001; Maroco, 2007; Pestana & Gageiro, 2008): ≤ 0,5 – inaceitável; ]0.5-0.6[ - Mau, mas ainda aceitável; ]0.6-0.7[ - Medíocre; ]0.7-0.8[ - Média: ]0.8-0.9[ - Boa e ]0.9-1,0[ - Excelente.

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O Teste de esfericidade de Bartlett testa a hipótese da matriz de correlações ser a matriz identidade, cujo determinante é igual a um, logo, de as variáveis não estarem correlacionadas entre si. Quando a análise de componentes principais é aplicada a partir de uma matriz de correlações, uma forma de avaliar o grau de adequação dos dados à aplicação deste tipo de análise, consiste em testar se, na população, essa matriz é uma matriz identidade, ou seja, não existem correlações significativas entre as variáveis (Maroco, 2007; Pestana & Gageiro, 2008).

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O alpha de Cronbach é uma das medidas mais usadas para a verificação interna de um grupo de variáveis, podendo definir-se como a correlação que se espera obter entre a escala usada e outras escalas hipotéticas do mesmo universo, com igual número de itens, que meçam a mesma característica. A escala seguinte dá uma indicação aproximada para avaliar o valor de uma medida de fiabilidade: Muito Boa - alpha superior a 0,9; Boa - alpha entre 0,8 e 0,9; Razoável - alpha entre 0,7 e 0,8; Fraca - alpha entre 0,6 e 0,7; Inaceitável - alpha inferior a 0,6. A fiabilidade da escala de avaliação global relativamente ao serviço esperado na prestação de um serviço público de excelente qualidade foi medida através do alpha de Cronbach (Pestana & Gageiro, 2008).

que saturavam mais que um factor serão eliminadas (o critério de saturação foi o coeficiente 0,50). Foram eliminados três itens (esforço-me por melhorar os meus resultados anteriores; tenho discussões com os outros porque costumo insistir naquilo que penso que deve ser feito; e fico preocupado quando sinto que, de alguma forma, contribuí para o mal-estar das relações no trabalho), ficando quinze variáveis em estudo. Tendo-se observado um KMO = 0,828, procedeu-se à análise factorial, uma vez que a factorabilidade da matriz das correlações é Boa.

De acordo com a regra de extracção dos factores com valores próprios superiores a 1, em consonância com o Scree Plot, é sugerido que sejam extraídos três factores (necessidades de poder, necessidades de sucesso e necessidades de afiliação) que explicam cerca de 49% da variabilidade total.

O Quadro 3.6 mostra o agrupamento dos 15 itens distribuídos pelos 3 factores, os valores próprios para cada factor e a percentagem de variância explicada e a consistência interna de cada factor a partir do coeficiente de alpha de Cronbach. Os resultados sugerem que o modelo se ajusta satisfatoriamente aos dados.

QUADRO 3.15 – Motivação dos colaboradores: análise factorial dos componentes principais, após rotação varimax. Factor 1 Necessidades de poder Factor 2 Necessidades de sucesso Factor 3 Necessidades de afiliação Se puder chamar pessoas para o trabalho da minha

equipa, procuro as que me permitam exercer mais influência

Quando participo de algum convívio, aproveito para influenciar os outros e obter o seu apoio para aquilo que quero fazer

Tenho um desejo secreto de chamar a atenção das pessoas

Procuro relacionar-me com pessoas influentes Insisto numa determinada opinião apenas para “não dar o braço a torcer”

0,750 0,741 0,710 0,687 0,507 No trabalho, procuro fazer cada vez melhor

Gosto de aperfeiçoar constantemente as minhas competências

Gosto de saber se o meu trabalho foi ou não bem realizado, de modo a fazer melhor no futuro Tento fazer o meu trabalho de modo inovador

0,764 0,729

0,704 0,642 Sinto satisfação quando vejo que uma pessoa que me

pediu ajuda fica feliz com o meu apoio

Sinto-me satisfeito por trabalhar com pessoas que gostem de mim

No trabalho, presto muita atenção aos sentimentos dos outros

Se tivesse de despedir uma pessoa, procuraria

sobretudo compreender os seus sentimentos e apoiá-la no que me fosse possível

No trabalho, gosto de ser uma pessoa amável Gosto de ser solidário com as outras pessoas, mesmo que não sejam das minhas relações

0,697 0,663 0,590 0,570 0,518 0,508 Variância Explicada (%) 23,973 16,940 8,118 Consistência α Cronbach 0,729 0,686 0,672

KMO = 0,828 e teste de esfericidade de Bartlett = 1163,544 (significância: 0,000).

Assim, analisando o agrupamento das variáveis em factores obtém-se a seguinte interpretação para os factores encontrados: factor 1, está relacionado com as necessidades de poder (influenciar e orientar outros colaboradores; assumir posições de liderança espontaneamente; preocupar-se com o prestigio; gostar de provocar impacto; assumir riscos elevados), explicando 23,97% da variância total dos dados e com uma consistência de alpha de Cronbach de 0,729; factor 2, está relacionado com as necessidades de sucesso (assumir responsabilidades no desempenho das tarefas; fixar objectivos moderadamente difíceis de alcançar; alcançar sucesso), explicando 16,94% da variância total dos dados e com uma consistência de alpha de Cronbach de 0,69; e o factor 3, está relacionado com as necessidades de afiliação (aprovação e confiança dos

outros colaboradores; agir em conformidade com as normas e valores dos outros colaboradores; atribuir mais importância às pessoas do que às tarefas), explicando 8,12% da variância total dos dados e com uma consistência de alpha de Cronbach de 0,672.

O instrumento de medida da motivação dos colaboradores foi um questionário composto por 18 itens, adaptado de Rego e Cunha (2007a). Os dados obtidos foram submetidos a uma análise factorial dos componentes principais.

Nos três factores apresentam um valor de alpha superior a 0,6, mostrando uma consistência entre a teoria/dados de Rego e Cunha (2007a) e a presente investigação.

3.3.3.2 – Comparação dos scores da Motivação com as variáveis da Caracterização da Amostra

A análise da variável motivação em relação às variáveis da caracterização da amostra, serão, analisadas através da frequência cruzada dos valores médios e (desvio padrão), para verificação da tendência em cada uma das variáveis. Utilizamos também, os testes de Mann-Whitney e Kruskal-Wallis, que são testes não paramétricos que possibilitam verificar a igualdade de comportamentos de dois grupos de casos ou a existência de diferenças nos pós-teste entre condições experimentais (Maroco, 2007; Pestana & Gageiro, 2008).

NECESSIDADES DE MOTIVAÇÃO