Comportamientos contraproducentes en el trabajo: diseño y validación de una escala^*

Alicia Omar^**, Juan Diego Vaamonde, Hugo Uribe Delgado

Universidad Nacional de Rosario, Argentina

^* Artículo de investigación. Este trabajo se realizó en el marco del proyecto de investigación: "comportamientos organizacionales extra papel, su impacto sobre el bienestar y satisfacción de los trabajadores". Los autores agradecen el apoyo económico recibido por parte del CONCET (subsidio 112-200801-00506), Argentina.

Recibido: 13 de diciembre de 2011, Revisado: 4 de abril de 2012, Aceptado: 28 de junio de 2012

Los comportamientos contraproducentes (CCP) son acciones voluntarias y discrecionales que violan las normas organizacionales. Se describen los pasos seguidos para el desarrollo y validación de una escala para medirlos. A partir de la revisión bibliográfica, entrevistas focales y consultas con expertos se elaboró una escala preliminar que fue aplicada a 336 empleados argentinos. Del análisis factorial exploratorio emergió una estructura trifactorial, la que fue corroborada a través de un análisis factorial confirmatorio. La consistencia interna de los factores fue superior a .80. La validez discriminante se examinó mediante correlaciones con medidas de satisfacción, estrés laboral, percepciones de justicia, afectividad y deseabilidad social. Se discute la importancia de contar con instrumentos de medición que reflejen la cultura organizacional de las empresas latinoamericanas.

Palabras clave: Comportamientos organizacionales contraproducentes, escala, validez, confiabilidad, trabajadores argentinos.

Counterproductive organizational behaviors (COB) are voluntary and discretionary actions that violate significant organizational norms. This article describes the steps followed for the development and validation of a scale to measure them. From the literature review, focus group, and expert opinion, a preliminary scale with 37 items was designed, which was applied to 336 Argentine employees. An exploratory factor analysis showed a three-factor structure, which was confirmed by a confirmatory factor analysis. The internal consistency of the factors was greater than .80. The discriminant validity was examined through correlations with measures of justice perceptions, affectivity, satisfaction, job stress, and social desirability. We discuss the importance to have measurement instruments that reflect the organizational culture of Latin American companies.

Keywords: Counterproductive work behavior, scale, reliability, validity, Argentinian workers.

Las investigaciones sobre rendimiento laboral habitualmente se diferencian entre ejecuciones inherentes al rol y ejecuciones extra rol o extra papel. Por definición, los comportamientos extra papel son todas aquellas acciones ejecutadas por los empleados en su lugar de trabajo que exceden los requerimientos formales de su puesto (Spector & Fox, 2010). Tales comportamientos pueden ser positivos o negativos, tanto para la organización como para sus miembros. Los comportamientos positivos, comúnmente identificados como comportamientos de ciudadanía organizacional (CCO), caracterizan a los empleados que hacen más de lo que la empresa espera de ellos. Se refieren a cualquier comportamiento discrecional que beneficia o pretende beneficiar a la organización y que sobrepasa las expectativas existentes para un determinado papel. Por su parte, los comportamientos negativos, identificados como comportamientos contraproducentes (CCP), caracterizan a los empleados que no hacen lo suficiente o que trabajan activamente para dañar a la organización.

Para algunos autores (Dalal, Lam, Weiss, Welch & Hulin, 2009) los CCO constituyen el polo positivo de una misma dimensión, cuyo polo negativo estaría representado por los CCP. Mientras que para otros especialistas (Fox, Spector, Goh & Bruursema, 2007; O'Brien & Allen, 2008) se trata de dos constructos distintos que pueden coexistir bajo determinadas circunstancias, no evidenciando elevadas correlaciones entre ellos y explicando diferentes porciones de varianza en las evaluaciones de desempeño general. De allí que Spector y Fox (2010) afirman que el interjuego entre factores individuales y contextuales deriva en la elección de ciertos repertorios de conductas, que en el mismo individuo pueden ser constructivos o destructivos.

Con menor historia que los comportamientos positivos, los comportamientos laborales negativos recién han despertado el interés de los especialistas durante la última década. Por tratarse de un constructo relativamente nuevo en el ámbito científico, ha sido rotulado con diferentes nombres hasta imponerse el de CCP. En este sentido, por ejemplo, Robinson y Bennett (1995) los definieron como comportamientos antisociales ejecutados por los empleados en su lugar de trabajo, siendo potencialmente dañinos para la organización. Sackett y DeVore (2001) los identificaron como comportamientos desviados y los definieron como conductas intencionales contrarias a los legítimos intereses de la organización. Finalmente, Rotundo y Sackett (2002) introdujeron el término comportamiento contraproducente para referirse a todas aquellas conductas voluntarias que violan importantes normas organizacionales y amenazan el bienestar de la organización o el de sus miembros.

Estudios empíricos han demostrado que el CCP es un constructo multidimensional (Gruys & Sackett, 2003) y jerárquico (Spector et ál., 2006b). Multidimensional, porque en función del objetivo al que se dirige la conducta pueden ser CCP-Organizacionales (orientados a perjudicar a la organización como un todo) o CCP-Interpersonales (orientados a perjudicar a las personas en el lugar de trabajo). Jerárquico, porque dentro de cada uno de estos dos subgrupos se suele diferenciar entre formas graves y leves. Por ejemplo, la desviación de la propiedad denota formas graves de CCP-Organizacionales que incluyen el uso indebido de bienes del empleador a través del sabotaje, el fraude y el robo. La desviación de la producción indica formas leves de CCP-Organizacionales, tales como: retirarse antes del trabajo, hacer pausas excesivas, trabajar lentamente de forma deliberada, desperdiciar los recursos y similares. La agresión personal alude a formas graves de CCP-Interpersonales, tales como: acoso sexual, abuso verbal o robo a los compañeros de trabajo, mientras que la desviación política reúne formas menores de CCP-Interpersonales, tales como: mostrar favoritismo o criticar a los compañeros de trabajo. Aunque solo una pequeña parte de estas conductas constituyen actos claramente ilegales (por ejemplo, los denominados delitos de cuello blanco), todas impactan negativamente en las organizaciones, generando malestar en las relaciones interpersonales y cuantiosas pérdidas económicas.

En lo que hace a su operacionalización, por lo general los CCP son medidos a través de instrumentos autodescriptivos (cuestionarios o escalas), aunque su empleo suele ser criticado por la posibilidad de favorecer la tendencia a la deseabilidad social. Frente a esta potencial desventaja se ha intentado reemplazar a los autoinformes por estudios experimentales y observaciones en laboratorio (Vey & Campbell, 2004). Sin embargo, la evidencia ha demostrado (Nowakowski, 2008) que el empleo de tales estrategias, en lugar de asegurar la objetividad, contribuyen a la simulación ya que, al ser trasladados a un escenario artificial, los sujetos no suelen comportarse naturalmente por sospechar que están siendo monitoreados. En la actualidad, capitalizando tales indicaciones, se observa una revalorización de los instrumentos autodescriptivos como técnica de medición idónea de los CCP; sobre todo si se incluye alguna medida de deseabilidad social como dispositivo de validez interna.

Numerosos modelos teóricos han sido propuestos para explicar el involucramiento de los empleados en CCP. Por lo general se trata de modelos que plantean interrelaciones entre variables personales-disposicionales y variables situacionales-contextuales. En lo que hace a las características disposicionales, Marcus y Schuler (2004) sugirieron que el autocontrol es un factor determinante de los CCP en el lugar de trabajo. Postularon que cuando el autocontrol es bajo, los sujetos no pueden manejar sus frustraciones y reaccionan impulsivamente a las provocaciones, involucrándose en CCP tales como robos, fraudes, sabotaje y agresión. La ansiedad rasgo ha sido otra de las tendencias disposicionales analizadas en relación con la ejecución de los CCP. Spector, Fox y Domagalski (2006a) observaron que los empleados muy ansiosos responden a los eventos laborales con depresión y sentimientos de insatisfacción, lo que puede conducir a CCP-O y/o CCP-I.

La personalidad también ha servido como marco explicativo de estos actos. Al respecto, se han informado (Bolton, Becker & Barber, 2010; Smithikrai, 2008) correlaciones negativas entre amabilidad y algunos CCP, tales como agresiones físicas o verbales; y entre rectitud y CCP tales como robo, consumo de drogas e inasistencias injustificadas. En esta línea de trabajo, Mount, Ilies y Johnson (2006) encontraron que la amabilidad se vincula con CCP-I; en tanto que la responsabilidad lo hace con CCP-O y la satisfacción laboral con ambos tipos de conductas. A su vez, Yang y Diefendorff (2009) han señalado el papel moderador de la personalidad, al verificar que la mayor tendencia a la amabilidad y a la responsabilidad debilitan las relaciones entre las emociones negativas y la ejecución de CCP-I y CCP-O.

Las emociones también juegan un papel importante en la puesta en marcha de CCP en el lugar de trabajo. Neuman y Baron (2005) desarrollaron un modelo de agresión laboral en el que las emociones negativas (hostilidad, miedo, tristeza, vergüenza) juegan un rol central, vinculándose positivamente con los CCP. Asimismo, la afectividad negativa ha sido examinada como un posible predictor de actos de revancha o de venganza por Yang y Diefendorff (2009), quienes encontraron que las emociones negativas moderan las relaciones entre injusticias percibidas por parte de los clientes y CCP-O y entre injusticias por parte del supervisor y CCP-I.

Fox y Spector (2005) elaboraron un modelo de CCP que le asigna importancia central a las emociones como respuesta a los estresores laborales. Si bien las fuentes de estrés más estudiadas han sido la sobrecarga laboral y las vinculadas con conflictos y ambigüedad de rol, los investigadores han comenzado a reconocer la importancia de estresores provenientes del entorno social del trabajo, como por ejemplo los conflictos interpersonales. En este sentido, Bruk-Lee y Spector (2006) observaron que los conflictos con el supervisor (visto como un representante de la organización) propician CCP-O pasivos, tales como recreos muy extensos y retaceo de colaboración en el trabajo. O'Brien y Allen (2008) informaron que las víctimas de una supervisión abusiva, caracterizada por conductas verbales y no verbales hostiles, restauran su equilibrio emocional involucrándose en CCP-O y CCP-I. En tanto que Belschak y Den Hartog (2009) encontraron que la retroalimentación negativa por parte de jefes o supervisores genera una mayor predisposición a embarcarse en CCP en el lugar de trabajo.

Dentro de este recorrido conceptual no pueden dejar de citarse algunos factores situacionales, tales como las percepciones de justicia y la satisfacción laboral (Flaberty & Moss, 2007; Lee & Allen, 2002). La teoría de la justicia organizacional ha demostrado su valor heurístico al momento de explicar la emergencia de CCP. Skarlicki y Folger (1997) vincularon las percepciones de tratamiento injusto con emociones negativas y respuestas que podrían identificarse como CCP, aunque ellos las denominan comportamientos organizacionales de indignación. Bechtoldt, Welk, Hartig y Zaph (2007) y Tripp, Bies y Aquino (2007) observaron que las percepciones de justicia organizacional se relacionan negativamente con un amplio espectro de CCP (acoso, fraude, sabotaje) como una forma de intentar restablecer el desequilibrio percibido. Esta asociación entre injusticia y CCP pareciera disminuir cuando los trabajadores expresan alto compromiso, adecuada satisfacción, elevada amabilidad y reducida tendencia al neuroticismo (Flaberty & Moss, 2007). Por otra parte, Hitlan y Noel (2009) señalaron que cuando los sujetos se sienten excluidos, ignorados o rechazados por sus compañeros de trabajo ejecutan un mayor número de CCP-I, en tanto que aquellos que son maltratados por su supervisor, llevan a cabo CCP-O. Finalmente, otros estudios (Dalal, 2005; Lau, Au & Ho, 2003) han vinculado la falta de satisfacción laboral con diferentes formas de CCP, como el sabotaje, el abuso de alcohol y la disminución en la producción.

En términos generales, la evidencia publicada (Smithikrai, 2008; Yang & Diefendorff, 2009) muestra que los CCP impactan negativamente sobre el clima organizacional, producen cuantiosas pérdidas económicas y son modelados por los patrones de socialización. En relación con este último aspecto, la teoría del aprendizaje social (Bandura, 1986) señala que se refuerza la tendencia de un sujeto a actuar contraproducentemente si este observa que los demás así lo hacen y no son castigados. Esta disposición para actuar en sintonía con las normas del grupo, hace que muchos comportamientos que son percibidos como negativos en algunos contextos socioculturales puedan ser considerados naturales en otros. De allí que, a pesar de la existencia de algunos instrumentos para evaluar tales conductas, se impone la necesidad de contar con instrumentos émicos, que reflejen la idiosincrasia local. Sobre todo porque la mayoría de los existentes son de origen norteamericano, europeo o asiático (Bennett & Robinson, 2000; Lim, 2002; Marcus, Schuler, Quell & Huempfer, 2002; Sackett, 2002; Spector et ál., 2006b) y muy pocos de origen latinoamericano (Quiceno, Báez & Vinaccia, 2008). Frente a este panorama, el objetivo del presente trabajo fue desarrollar y validar una escala para medir los CCP en contextos laborales argentinos, con miras a ser empleada tanto para la gestión responsable de los recursos humanos como para los estudios científicos en nuestra región.

La presente investigación se desarrolló a través de tres fases metodológicas. En la primera, con base en la información proveniente de la revisión bibliográfica y de reuniones focales (focus group), se elaboraron los ítems que conformaron la versión prototípica del instrumento. En la segunda fase, se efectuó una prueba piloto del mismo con el objetivo de evaluar la claridad de los ítems y de la escala adoptada para su medición. En la tercera fase, con el propósito de estudiar las propiedades psicométricas de la escala desarrollada, se la administró a una nueva muestra conjuntamente con otras medidas organizacionalmente relevantes. En esta instancia se efectuaron análisis factoriales exploratorios (AFE) para identificar la estructura factorial de la escala, y análisis factoriales confirmatorios (AFC) para analizar la adecuación de los datos con el modelo identificado. En la ejecución de los AFC (Byrne, 2010) se usó el método de estimación de la máxima verosimilitud, que proporciona medidas de bondad de ajuste entre el modelo propuesto y los datos empíricos recogidos. Los índices de ajuste analizados fueron los siguientes: Chi cuadrado relativo (CMIN/DF), índice de bondad de ajuste (GFI), índice comparativo de Bentler (CFI), índice de Tucker-Lewis (TLI) y error de aproximación de la raíz cuadrada media(RMSEA). El Chi cuadrado relativo (CMIN/DF) es el índice de ajuste más simple. El CMIN/DF es la mínima discrepancia entre la muestra y el modelo, dividida por los grados de libertad. Valores menores a 1.0 indican un modelo sobre ajustado, y valores mayores a 2.0 indican que el modelo no se ajusta a los datos observados y requiere algunas mejoras (Byrne, 2010). Como este índice es muy sensible al tamaño de la muestra siempre es conveniente considerar otros complementarios. El GFI es similar al R² de un análisis de regresión. El CFI es un índice comparativo entre el modelo propuesto y un modelo de base en el que se asume que las variables observadas no están correlacionadas unas con otras. El índice TLI es un índice comparativo entre el modelo propuesto y el modelo nulo con una medida de parsimonia. Según Byrne (2010), valores de GFI, CFI y TLI superiores a 0.90 y valores de RMSEA por debajo de 0.05 indican un buen ajuste de los datos al modelo. Asimismo, en esta tercera etapa se analizó la confiabilidad de los factores identificados mediante el cálculo de coeficientes de consistencia interna (alpha de Cronbach), y la validez discriminante, a través del cómputo de coeficientes de correlación entre los factores de la escala y medidas de justicia organizacional, estrés laboral, personalidad y satisfacción laboral.

Fase I: Desarrollo de la versión prototípica de la escala

En primer lugar, se realizó una revisión detallada de la literatura sobre comportamientos antisociales, desviados, incivilizados y contraproducentes. Las bases de datos usadas para esta tarea incluyeron PsycINFO, SciELO, Dialnet, PePSIC y Redalyc, entre otras. La búsqueda se efectuó utilizando palabras clave, tales como: counterproductive work behaviors, work deviance, organizational antisocial behaviors y sus correspondientes traducciones en español. Se realizaron búsquedas adicionales a través del buscador Google Académico. En segundo lugar, se llevaron a cabo encuentros de grupos focales (focus group) con una muestra teórica de ocho trabajadores, hombres y mujeres, de diferentes empresas localizadas en la zona central de Argentina, con el propósito de discutir e intercambiar ideas y experiencias acerca de los CCP en el lugar de trabajo. El análisis de la información reunida posibilitó la identificación de los principales temas asociados a los CCP, tales como ausentismo, robo, sabotaje, conflictos interpersonales, mal uso del tiempo y de los recursos de la empresa, actividades no permitidas en horario laboral y similares.

Seguidamente se redactaron 50 ítems de los cuales 15 fueron elaborados a partir del material reunido en los encuentros de focus group, otros 15 fueron derivados del análisis de la bibliografía sobre CCP, 11 fueron adaptaciones semánticas de algunos ítems pertenecientes a las escalas de comportamientos desviados (Bennett & Robinson, 2000), de agresión (Fox & Spector, 1999) y de venganza (Skarlicki & Folger, 1997) y los restantes 9 fueron elaborados con base en la observación y trabajos previos de los autores (Omar, 2010a,b). En la redacción de los ítems se omitió deliberadamente el empleo de antónimos y de oraciones negativas. Con el fin de asegurar una adecuada validez de constructo, los 50 ítems fueron sometidos a evaluación mediante el método de expertos, por el cual cuatro jueces, especialistas en psicología organizacional, examinaron los ítems considerando los siguientes criterios de inclusión: (a) pertinencia; (b) relevancia y (c) claridad y facilidad de comprensión. Se les solicitó a los jueces que evaluaran, además, la suficiencia del conjunto de ítems para explorar el constructo CCP en el lugar de trabajo. Este análisis condujo a la eliminación de diez ítems por ser confusos o por no corresponder específicamente al concepto en estudio. Las correcciones y sugerencias de los jueces fueron capitalizadas para elaborar la versión prototípica del instrumento, la que quedó integrada por 40 reactivos aleatoriamente distribuidos (para minimizar la estereotipia de respuestas), presentados con un formato Likert de 5 puntos (1 = nunca; 5= siempre).

Fase II: Prueba piloto y puesta a punto del instrumento

La primera versión autoadministrable de la escala de 40 ítems fue aplicada a una muestra no probabilística de 96 estudiantes de tres carreras de posgrado (Maestría en Administración de Negocios, Maestría en Ingeniería Ambiental y Maestría en Tecnología de los Alimentos), quienes, a su vez, trabajaban en diferentes organizaciones radicadas en las provincias argentinas de Santa Fe, Córdoba y Entre Ríos. La edad promedio de la muestra fue de 26.30 años (DT = 1.37) y la antigüedad laboral fue de 2.10 años (DT = 0.95). Al finalizar la administración se abrió el espacio para que los participantes opinaran sobre el instrumento en desarrollo (p. ej. pertinencia de los ítems, posibles ambigüedades, claridad de la redacción, tiempo requerido para completarlo, etc.). A partir de esta prueba piloto se eliminaron tres ítems y se modificó la redacción de otros tres cuya comprensión se vio dificultada. La escala resultante quedó conformada por 37 ítems. Los análisis preliminares de confiabilidad arrojaron resultados satisfactorios (a = 0.82).

Fase III: Validación de la escala de comportamientos contraproducentes en el trabajo

Participantes

En esta etapa se trabajó con una muestra integrada por 336 empleados de una amplia variedad de organizaciones argentinas, públicas y privadas, radicadas en la zona centro del país. El 57% de la muestra fueron varones. El promedio de edad fue de 32 años (DT = 8.6), mientras que el de antigüedad laboral fue de 3.6 años (DT = 5.4). El 33% de los encuestados tenía formación universitaria completa (y dentro de este grupo, el 16% había finalizado algún posgrado); un 21% estaba concluyendo su nivel universitario y el resto de los sujetos (46%) tenía formación secundaria completa. El 66% de los sujetos ocupaba algún cargo fijo, mientras que el resto ejercía su labor bajo contrato temporario.

Instrumentos

La totalidad de la muestra respondió un cuadernillo integrado por los instrumentos que se describen a continuación. Todos los ítems fueron presentados con un formato Likert de 5 puntos.

Comportamientos contraproducentes. Los CCP fueron explorados utilizando la escala desarrollada en las fases metodológicas I y II, integrada por 37 ítems (ej. "le adjudico a mis compañeros los errores que yo cometo en el trabajo"; "presento facturas por un importe mayor al que he gastado").

Afectividad. Fue medida con la escala de Afectividad Positiva-Afectividad Negativa (PANAS) desarrollada por Watson, Clark y Tellegen (1988). El instrumento se compone de dos escalas diseñadas para medir las emociones positivas (entusiasmo, inspiración, alegría, optimismo, felicidad, orgullo, etc.; a= 0.90) y las negativas (aflicción, temor, miedo, odio, envidia, venganza, etc.; a= 0.87), experimentadas durante la última semana.

Justicia organizacional. Las percepciones de justicia se midieron mediante la Escala de Justicia de Colquit (2001) validada para su empleo en poblaciones argentinas (Omar, Oggero, Maltaneres & Paris, 2003). Se trata de un instrumento de 20 ítems que explora los cuatro componentes de la justicia organizacional, a saber: distributiva (ej. "los resultados que obtengo -salario, premios, promociones- reflejan la importancia del trabajo que realizo"; a= 0.79), procedimental (ej. "en mi empresa las normas y procedimientos se aplican en forma consistente"; a= 0.82), interpersonal (ej. "mis superiores me tratan con cortesía"; a= 0.83) e informacional (ej. "mi superior adapta la comunicación a las características de cada empleado"; a= 0.88).

Estrés ocupacional. Se midió a través de la subescala Fuentes de Estrés de la versión revisada del Inventario de Estrés Ocupacional (William & Cooper, 1996). Para evitar una excesiva longitud del cuestionario, se seleccionaron 20 de los 40 ítems que integran esta subescala. El criterio de selección fue que el contenido de los ítems se aplicara tanto a empleados rasos como a gerentes, jefes y supervisores. Los ítems seleccionados exploran los siguientes aspectos: sobrecarga laboral (ej: "tengo que trabajar muchas horas al día"; a= 0.93); ambigüedad de rol (ej: "me exigen más de lo que corresponde a mi cargo"; a= 0.87) y agotamiento (ej: "mi trabajo se desarrolla en un clima de tensión permanente"; a= 0.91).

Satisfacción laboral. Se midió a través de la adaptación argentina (Paris & Omar, 2008) de la escala de Satisfacción Laboral (Shouksmith, 1990). Se trata de un instrumento integrado por 12 ítems que explora la satisfacción con el trabajo (ej. "mi trabajo me da recompensas materiales satisfactorias"; a= 0.81) y la satisfacción con la vida en general (ej. "mi vida me permite desarrollar todas mis habilidades y potencialidades"; a= 0.94).

Deseabilidad social. Fue medida a través de la subescala L (mentira) de la validación argentina (Omar, 1988) del Cuestionario de Personalidad de Eysenck (Eysenck & Eysenck, 1975). Está integrada por 21 ítems destinados a identificar a los individuos que tienden a falsear sus respuestas en un intento por mostrar una imagen mejorada de sí mismos (ej. "todos mis hábitos son buenos y deseables"; a= 0.79).

Datos sociodemográficos. El protocolo de recolección de datos se completó con un apartado diseñado para recabar información acerca de la edad, el sexo, el nivel de escolaridad, el cargo y la antigüedad laboral de los participantes.

Procedimiento

La recolección de los datos se efectuó en el seno de aquellas organizaciones que, luego de conocer los objetivos del estudio, aceptaron formar parte de la investigación. En todos los casos, los participantes completaron voluntariamente el cuadernillo de manera individual o en pequeños grupos, en horarios de trabajo y en los lugares físicos destinados por las autoridades organizacionales para tal propósito. A cada cuadernillo se le agregó: (a) una primera hoja donde se explicaba el objetivo del estudio, se daban las instrucciones para responder y se aseguraba el anonimato y la confidencialidad de la información suministrada y, (b) una segunda hoja conteniendo un formulario de consentimiento informado.

AFE de la Escala de comportamientos contraproducentes en el trabajo

Los datos reunidos en la tercera etapa fueron sometidos a AFE para identificar la estructura factorial de la escala desarrollada. Por lo que, en primer lugar, se verificó la pertinencia del empleo del análisis de componentes principales con rotación oblicua (Direct Oblimin), ya que existía la posibilidad que los factores de la escala estuvieran correlacionados. El tamaño de la muestra fue adecuado, una vez que se obtuvieron más de 100 casos por factor, considerando que la teoría postula la existencia de, al menos, dos factores. La matriz de datos fue considerada factorizable desde el momento que el test de esfericidad de Bartlett fue significativo (Chi cuadrado aproximado= 47.070.25; p < 0.01); el test de adecuación de la muestra de Kaiser-Meyer-Olkin arrojó un valor de 0.95 y el cuadrado del coeficiente de correlación múltiple (MAS) presentó coeficientes superiores a 0.90. El AFE inicial produjo 5 valores propios (eigenvalues) mayores que 1; sin embargo, el examen del gráfico de sedimentación (scree plot) sugirió una solución de 3 factores. Para la asignación de los reactivos a cada factor se utilizaron dos criterios: a) que el ítem estuviera conceptualmente relacionado con el factor considerado y, b) que tuviera un peso factorial mayor a 0.40 en el factor correspondiente. A continuación, los 37 ítems de la escala CCP fueron sometidos a un nuevo AFE, forzando la extracción de 3 factores (de acuerdo con la solución mostrada en el gráfico de sedimentación). Después de la rotación se retuvo transitoriamente la solución trifactorial por ser la de mejor ajuste y significativamente interpretable. En esta oportunidad se descartaron todos aquellos ítems con pesos factoriales menores a 0.40 y que presentaran un peso factorial mayor a 0.30 en un segundo factor. Por lo que al final de este proceso se eliminaron 13 ítems, quedando la escala final conformada por 24 reactivos, distribuidos sobre tres factores que explicaron el 57% de la varianza total (Tabla 1).

El primer factor fue denominado CCP-Interpersonales (CCP-I, varianza compartida: 21.8%) y quedó integrado por 8 ítems relativos a comportamientos antisociales (físicos o verbales) dirigidos a compañeros del trabajo. Por ejemplo: "hago bromas de mal gusto a mis compañeros"; "uso palabras obscenas cuando me dirijo a mis compañeros". Un sujeto con elevado puntaje en esta dimensión tiene mayor predisposición a generar conflictos entre sus compañeros de trabajo.

El segundo factor fue rotulado CCP-Organizacionales (CCP-O, varianza compartida: 18.5%) y quedó formado por 8 ítems referidos a comportamientos antisociales y violatorios de las normas, instalaciones y bienes de la organización. Por ejemplo: "revelo asuntos confidenciales de la empresa"; "saco insumos de la empresa (papel, artículos de librería, etc.) para uso personal". Una persona con elevado puntaje en este factor sería muy proclive a involucrarse en actos de sabotaje, robos y similares transgresiones en contra de la organización como un todo.

El tercer factor fue denominado CCP-Antiproductivos (CCP-A, varianza compartida: 16.7%) y quedó integrado por 8 ítems vinculados con comportamientos realizados por los empleados para su provecho o distracción personal durante las horas de trabajo (ej.: "juego con la computadora durante las horas de trabajo") que, incluso, pueden ser autodestructivos (ej: "consumo alcohol durante las horas de trabajo"). Un individuo con un puntaje elevado en esta dimensión tiene mayor disposición a malgastar el tiempo de trabajo, lo que impactará negativamente en los objetivos organizacionales.

Para cada uno de estos tres factores fueron calculados los coeficientes de consistencia interna alpha de Cronbach (a), los que, en sintonía con las recomendaciones de los especialistas (Nunnally & Bernstein, 1994), arrojaron valores superiores a 0.80. La Tabla 1 presenta la composición, carga factorial, comunalidad, varianza explicada y coeficientes (a) de los factores primarios.

AFC de la Escala de comportamientos contraproducentes en el trabajo

Con el propósito de confirmar la estructura identificada se calculó un conjunto de AFC con el auxilio del programa AMOS 7.0. Las medidas de bondad de ajuste calculadas indicaron que los datos se ajustaban razonablemente bien, tanto a un modelo de tres factores (x²₍₃₃₃₎= 9.345,72, RMSEA = .051, GFI= .93; CFI = .91; TLI = .89) como a uno de dos factores (x²₍₃₃₄₎= 10.216,04, RMSEA = .056, GFI= .91; CFI = .85; TLI = .83). Sin embargo, una comparación de los dos modelos usando la prueba de diferencia de chi-cuadrado (x² = 1.215,70, df = 2, p <.001) indicó que el modelo de tres factores se ajustaba mejor a los datos que el modelo de dos factores, apoyando la distinción entre CCP-O, CCP-I y CCP-A.

Validez discriminante de la Escala de comportamientos contraproducentes en el trabajo

Posteriormente, las puntuaciones en las tres dimensiones fueron sometidas a un análisis de correlaciones bivariadas conjuntamente con las dimensiones de justicia, estrés laboral, afectividad, satisfacción laboral y deseabilidad social. En la tabla 2 se presentan las medias, las desviaciones típicas y las correlaciones entre las variables.

Las dimensiones de CCP presentan correlaciones positivas y significativas entre sí, lo cual es esperable en la medida en que conforman las dimensiones de un mismo constructo (CCP en el lugar de trabajo). A su vez, las tres facetas de los CCP se vinculan negativamente con la satisfacción laboral, la satisfacción con la vida, la afectividad positiva, las percepciones de justicia y, positivamente, con la afectividad negativa y el estrés por sobrecarga laboral. Sólo los CCP-I se correlacionan positivamente con el estrés por ambigüedad de rol y con la deseabilidad social.

Los CCP son un fenómeno generalizado en el lugar de trabajo, lo que representa uno de los mayores problemas que enfrentan las organizaciones actuales en muchos países. Estadísticas correspondientes a empresas norteamericanas (Hakstian, Farrell & Tweed, 2002) estiman en 40 millones de dólares las pérdidas por robos de los empleados y señalan que el fraude y el sabotaje pueden ser la causa del 10% o del 20% de las quiebras empresariales. En línea con tales observaciones, Spector y Fox (2010) han informado que entre el 33 y el 75% de los empleados norteamericanos alguna vez se ha involucrado en robos, fraude, vandalismo, sabotaje y ausentismo voluntario. En cuanto a otros CCP, aunque más difíciles de medir, se han estimado siempre en empresas norteamericanas) pérdidas de hasta 30 millones de dólares a causa del consumo de alcohol y drogas en el horario de trabajo, y cerca de 50 horas de trabajo perdidas al año a causa de pausas excesivas durante el horario de las comidas y del empleo de Internet con fines de distracción (Mount et ál., 2006). Los empleados contraproducentes no solo afectan la imagen y la efectividad organizacional, sino que también conspiran contra el bienestar de sus compañeros. En este sentido, Bell, Quick y Cycyota (2002) señalan la elevada prevalencia de conflictos interpersonales en las organizaciones, incluyendo actos de violencia, maltrato y supervisión abusiva y subrayan que un 50% de las mujeres, así como un 15% de los varones norteamericanos declaran haber sido acosados alguna vez en su trabajo.

Lamentablemente, no se dispone de estadísticas sobre esta problemática a nivel mundial, ni tampoco de datos correspondientes a los países latinoamericanos. Sin embargo, por la importancia socioeconómica del fenómeno, se observa que cada vez son más las empresas de la región que manifiestan interés por evaluar la frecuencia y el tipo de CCP que ocurren en su seno. Frente a este panorama y por el componente cultural que caracteriza a los CCP, se impone la necesidad de contar con instrumentos émicos para medirlos, que reflejen con la mayor fidelidad posible el comportamiento laboral de un grupo social determinado. Sobre estas consideraciones se asentó el presente estudio, que tuvo como objetivo diseñar y validar una escala para medir los CCP en los ámbitos laborales argentinos, que pueda ser empleada tanto para una gestión ética y responsable de los recursos humanos, como para la investigación científica en el área.

A partir del trabajo realizado a lo largo de tres aproximaciones metodológicas sucesivas, se ha logrado desarrollar un instrumento con adecuadas propiedades psicométricas para medir los CCP. En primer lugar, el análisis factorial exploratorio realizado permitió identificar la existencia de un modelo trifactorial, a saber: a) CCP-Interpersonales: actos físicos o verbales, antisociales e inapropiados, dirigidos hacia los demás miembros de la empresa. Este factor se asimila al factor interpersonal definido por Robinson y Bennett (1997) y al factor agresión definido por Sackett (2002); b) CCP-Organizacionales: comportamientos transgresores y violatorios de las normas, instalaciones y bienes de la organización. Este factor se asemeja al de comportamientos organizacionales desviados definido por Spector et ál., (2006b); y c) CCP-Antiproductivos: comportamientos realizados por los empleados para su provecho o distracción personal durante las horas de trabajo que, incluso, pueden ser autodestructivos. Este último factor se asimila a los comportamientos disfuncionales descritos por Harris y Greising (1998) y a los comportamientos autodestructivos definidos por Martinko, Gundlach y Douglas (2002). Los tres factores presentaron buenas cargas factoriales, lo que indica que poseen ítems que representan adecuadamente al constructo CCP.

En segundo lugar, los coeficientes alpha de Cronbach obtenidos para cada factor (todos mayores a 0.80) indican una alta homogeneidad y equivalencia de los ítems. Esta satisfactoria consistencia interna alcanzada permite concluir que la escala diseñada es un instrumento confiable para la medición de los CCP en el lugar de trabajo.

En tercer lugar, las correlaciones bivariadas obtenidas (Tabla 2) muestran que las tres dimensiones de CCP se asocian significativamente entre sí (lo que refuerza la idea de que forman parte de un mismo constructo), si bien, tales asociaciones no son lo suficientemente elevadas (lo que permite descartar problemas de multicolinealidad). Este resultado concuerda con la revisión realizada por Spector et ál. (2006b), de la que surge que las diferentes formas de comportamientos contraproducentes aparecen siempre positivamente correlacionadas. Este hallazgo emerge no solo del amplio grupo de estudios basados en autodescripciones o evaluaciones por parte de los supervisores, sino también de aquellos que emplean diseños experimentales y técnicas tales como la observación, completamiento de historias o escenarios y similares. Circunstancia que permite concluir que, a pesar de la gran diversidad de actos contraproducentes, todos comparten la característica común de violar los legítimos intereses de una organización y ser potencialmente dañinos para la organización y sus miembros (Marcus & Schuler, 2004).

El análisis de las correlaciones bivariadas (Tabla 2) también aporta evidencias sobre la validez del instrumento desarrollado. La fuerza y dirección de las correlaciones obtenidas entre los CCP y las restantes variables medidas sintonizan con lo informado en estudios previos (Bechtoldt et ál., 2007; Mount et ál., 2006; Neuman & Baron, 2005). En este sentido, por ejemplo, las correlaciones negativas entre los CCP y las percepciones de justicia organizacional refuerzan las postulaciones teóricas y las evidencias empíricas aportadas tanto por Berry, Ones y Sackett (2007) como por Tripp et ál., (2007), quienes señalan que las inequidades organizacionales, especialmente los malos tratos por parte del supervisor (injusticia interpersonal) y el ocultamiento de información sobre los procedimientos distributivos implementados (injusticia informacional) constituyen antecedentes privilegiados de los CCP. Asimismo, tanto las correlaciones negativas entre CCP y satisfacción laboral, como las asociaciones positivas entre CCP y estrés laboral por sobrecarga laboral coinciden con estudios previos (Bruk-Lee & Spector, 2006; Mount et ál., 2006; Paris & Omar, 2008; Spector et ál., 2006a) que sugieren que los CCP serían el producto de ambientes laborales injustos, estresantes por exceso de tareas y generadores de altos niveles de insatisfacción laboral.

Por su parte, las positivas correlaciones obtenidas entre CCP y afectividad también coinciden con las informadas en el meta-análisis conducido por Berry et ál., (2007), quienes encuentran que la afectividad negativa (entendida como la predisposición de un sujeto a experimentar emociones angustiosas, tales como miedo, enojo, hostilidad y ansiedad) se asocia positivamente con la ejecución de CCP dirigidos tanto a la organización como a las personas que la integran. En esta misma línea de estudios, Belschak y Den Hartog (2009) han informado que las emociones negativas que desencadena una retroalimentación negativa, sobre todo cuando se da en público, aumenta los CCP. Por ejemplo, llamarle la atención a un empleado delante de un compañero puede ser percibido como denigrante y humillante y puede conducir a incrementar las emociones negativas y los CCP. Recientemente, Omar (2011) ha comunicado que la decepción, la tristeza y la venganza experimentadas frente a las injusticias interpersonales por parte del supervisor explican la ejecución de CCP-O, tales como robos, usos indebidos de la información, del tiempo y de los recursos, en lugar de CCP-I, como era de esperar. Para interpretar adecuadamente este hallazgo hay que tener en cuenta que, dado que la figura de un supervisor tiene un significado simbólico -pues representa a la autoridad organizacional, aun cuando pueda ser fuente de la injusticia percibida-, los empleados evitarían ejecutar comportamientos contraproducentes contra él por temor a represalias (Bruk-Lee & Spector, 2006; Omar, 2011). Por tal motivo, los empleados pueden tratar de afrontar las emociones negativas que sobrevienen como resultado del tratamiento injusto por parte de jefes y supervisores, involucrándose en CCP dirigidos a la organización en su conjunto.

Como todo trabajo de investigación, el presente se caracteriza por algunas fortalezas y limitaciones. Entre las debilidades hay que remarcar la composición de la muestra en estudio, ya que su selección por disponibilidad impediría la generalización de los resultados a toda la población de empleados de la zona núcleo argentina; si bien, a efectos de minimizar esta limitación, se ha tratado de incluir en la muestra empresas de los más diferentes rubros y niveles de complejidad organizacional. Otra debilidad del estudio podría estar vinculada al carácter autodescriptivo de los instrumentos utilizados, aspecto que podría haber generado tanto sesgos derivados de la varianza del método común, como respuestas contaminadas por la deseabilidad social. En cuanto al primer aspecto, y si bien muchos autores (por ej., O'Brien & Allen, 2008) han subrayado que los instrumentos autodescriptivos son muy útiles para entender cómo las personas sienten y responden a sus trabajos, en futuros estudios su empleo se podría complementar con otras técnicas, tales como la observación o el completamiento de historias (escenarios), lo que podría aportar validez adicional. En cuanto al problema de la deseabilidad social, en el presente estudio se tomaron todos los recaudos necesarios para garantizar el carácter anónimo no solo del protocolo de recolección de datos, sino también del proceso de devolución de los formularios completados, evitando que jefes y supervisores pudieran tener acceso a la información suministrada por sus subalternos. Asimismo, se incluyó una escala específica para medir la tendencia a la deseabilidad social, la que solamente presentó asociaciones positivas con CCP-I; lo que está indicando que, en términos generales, los empleados reconocen los CCP que ejecutan y solo tratan de disimular u ocultar los CCP que ejecutan en contra de sus compañeros, jefes o supervisores. Finalmente, una limitación a la validez interna podría estar referida al tratamiento de los datos provenientes de una escala Likert como datos medidos a través de una escala intervalar. Esta es una limitación porque los encuestados pueden interpretar las distancias entre los puntos escalares de diferentes maneras. Sin embargo, en un esfuerzo por atenuar este problema de medición, cada punto de las escalas Likert empleadas fue definido con toda precisión a través de cuantificadores gramaticales.

Entre las fortalezas del presente trabajo hay que destacar que el mismo constituye la primera tentativa de operacionalizar el constructo CCP en Argentina. Llama la atención que a pesar de la importancia organizacional del tema, se registran muy pocos estudios en la literatura publicada en lengua española. Por lo que esta investigación representa una contribución genuina para que otros estudios puedan ser llevados a cabo con el recurso de un instrumento con probadas propiedades psicométricas. La escala desarrollada puede, además, aportar información crucial para diagnósticos e intervenciones organizacionales. La validación de la Escala de CCP con muestras de sujetos argentinos deja abierta la necesidad de llevar a cabo futuros estudios de validación en otros contextos laborales y en otras culturas. Esa sería una vía apropiada para verificar la validez transcultural del modelo y del instrumento de medida del emergente. Por lo que se espera que otros colegas se interesen en la temática y puedan colaborar en el análisis de este fenómeno, que tanto daño llega a causar no solo a las organizaciones sino también a las personas que en ellas trabajan.

Implicaciones éticas del uso del instrumento y recomendaciones para las prácticas organizacionales

A manera de colofón, y por la especial complejidad que implica la problemática abordada, se hace necesario discutir las implicaciones éticas del empleo de un instrumento de medición de los CCP. En este sentido, cabe remarcar que el propósito perseguido por los autores no ha sido desarrollar un instrumento de control y cercenamiento de la libertad de los empleados, sino dotar a los especialistas organizacionales con una herramienta diagnóstica que contribuya a mejorar las intervenciones organizacionales. En sintonía con lo expresado por muchos teóricos sociales, entendemos que la exploración de los CCP debe orientarse a optimizar las condiciones de trabajo y a dignificar las prácticas laborales, en lugar de convertirse en un mecanismo de control disciplinario de los trabajadores. Habida cuenta que las técnicas de poder disciplinario, tal como fuera advertido por Foucault (1975), solo tienen como función encauzar conductas y lograr que los individuos sean más dóciles, útiles y obedientes. Por lo que la presente escala, lejos de haber sido desarrollada como un mecanismo de examen, vigilancia y control del comportamiento de los empleados en su lugar de trabajo, ha sido concebida como un instrumento idóneo para la gestión responsable de los recursos humanos.

Finalmente, sería conveniente que tanto gerentes como especialistas organizacionales focalizaran sobre ciertos aspectos del funcionamiento de las organizaciones como una forma eficaz de contribuir a la reducción de los CCP. Entre tales aspectos deberían considerarse la comunicación efectiva, el tratamiento justo, el encuadre ético del trabajo, la promoción del compromiso organizacional, el comportamiento de los gerentes como un modelo a imitar y similares. Al respecto, se ha observado que el compromiso del empleado con su organización no solo redunda en mayor satisfacción laboral, sino que tiende a disminuir los CCP (Omar, 2011). De manera similar, se ha informado (Flaberty & Moss, 2007; Omar, 2010b) que cuando los empleados perciben injusticias en sus recompensas, en el tratamiento interpersonal cotidiano y en los procedimientos de toma de decisiones, tienden a "equilibrar la balanza" recurriendo a CCP dirigidos a la organización o a sus miembros. De manera que sería recomendable aumentar las percepciones de justicia implementando acciones tan simples y económicas como la devolución de las evaluaciones del desempeño, las retribuciones equitativas y el tratamiento digno y respetuoso por parte de los que toman y ejecutan las decisiones (Jelinek & Ahearne, 2006). La comunicación efectiva y la creación de espacios que favorezcan la libre expresión de los pensamientos y emociones de los trabajadores, constituyen otros aspectos inhibidores de los CCP. La explicitación del marco ético del trabajo también se erige como un importante inhibidor de estos comportamientos negativos, habida cuenta que si gerentes y líderes brindan orientaciones claras acerca de las normas éticas que rigen en el lugar de trabajo, es difícil que los sujetos se involucren en CCP (Fodchuk, 2007). El comportamiento ético y positivo de los empleados también puede promoverse a partir de la imitación de "modelos a seguir", tales como gerentes, supervisores y autoridades organizaciones en general (Jelinek & Ahearne, 2006). Por lo que la recomendación final sería que si se logran modificar conductas negativas en la gerencia, esto redundará en menos violaciones a las normas éticas de trabajo y, por ende, en menos CCP.

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** Correspondencia: Alicia Omar, CONICET- Universidad Nacional de Rosario, Argentina. Dirección Postal: Italia 1365 (2000) Rosario, Argentina. Correo electrónico: agraomar@yahoo.com. Juan Diego Vaamonde. Correo electrónico: juandvaamonde@yahoo.com.ar. Hugo Uribe Delgado, correo electrónico: uribedelgado@gmail.com