INTRODUCCIÓN

Las organizaciones hoy en día son cambiantes, por lo que buscan la forma de como medir el desempeño de sus colaboradores, siendo que este cambia constantemente por el aprendizaje constante de estos (^{Sonnentag et al., 2008}). Por ello, durante el tiempo se han propuesto diversas formas para evaluar y medir el desempeño (^{Aguado et al., 2019}; ^{Bhat & Beri, 2016}; ^{Blickle & Kramer, 2012}; ^{Carlos & Rodrigues, 2016}; ^{Cohen & Penner, 1976}; ^{Hunter & Goebel, 2008}; ^{Husain & Mohamad, 2020}; ^{Lee & Donohue, 2012}; ^{Love & O’hara, 1987}; ^{Shusman et al., 1984}; ^{Shusman & Inwald, 1991}). Por lo que la postura de la construcción de estos constructos parte de teorías base y de diferente enfoque de conocimiento (^{Koopmans et al., 2011}).

El desempeño laboral es aquel comportamiento comprendido bajo el control de los colaboradores que contribuyen al desarrollo organizacional (^{Campbell & Wiernik, 2015}). En tanto, el desempeño laboral individual es de entera importancia para la organización y sus colaboradores, debido a que impulsa la economía individual y general (^{Campbell & Wiernik, 2015}; ^{Sonnentag et al., 2008}).

La construcción teórica de ^{Tsui et al. (1997}) propone modelos relacionados al intercambio económico y social combinado, por lo que pueden afectar la calidad del desempeño a nivel laboral e individual de los empleados. En cambio, ^{Sackett & Lievens (2008}) plantean tres elementos de desempeño laboral, relacionados al desempeño de las tareas, desempeño contextual y comportamiento laboral contraproducente. Esta propuesta es respaldada por ^{Dalal et al. (2012}) quienes indican que es un enfoque completo y parsimonioso del desempeño laboral general. En tanto, ^{Koopmans et al. (2011}) clasifican estas dimensiones y agregan el desempeño laboral adaptativo a partir de los estudios (^{Campbell, 1990}; ^{Campbell et al., 1993}; ^{Motowidlo et al., 1997}).

Con la revisión de la literatura científica, han desarrollado diversos instrumentos de carácter cualitativo y cuantitativo, algunos de ellos estandarizados (^{Fisher, 2003}; ^{Kessler et al., 2003}; ^{Ruiz et al., 2008}; ^{Salazar & Paravic, 2005}; ^{Tsui et al., 1997}; ^{Welbourne et al., 1998}), en tanto medir el desempeño laboral individual ha sido un desafío para ^{Koopmans et al. (2012}) quienes desarrollaron una escala de desempeño laboral individual bajo el modelo heurístico propuesto, cuya escala ha ido tomando mayor robustez en estudio posteriores (^{Koopmans, 2015}; ^{Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, de Vet et al., 2014}; ^{Ramos-Villagrasa et al., 2019}).

Los estudios realizados sobre desempeño laboral son extensos. En el Perú no se ha evidenciado sus propiedades psicométricas de la escala desempeño laboral individual; por lo tanto, existen instrumentos construidos por otros autores basados en teorías diferentes a la propuesta de esta investigación, por lo que amerita contar con una herramienta que permita medir adecuadamente el desempeño de los colaboradores.

Ahora bien, en el contexto peruano existen instrumentos construidos por otros autores distintos al planteado en esta investigación, en el sentido de la teoría y la no evidencia de las propiedades psicométricas del desempeño laboral. Así, pues, existe la necesidad de adaptar y validar la escala de desempeño laboral individual construida por ^{Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, de Vet et al. (2014}), la misma que fue adaptada al contexto español (^{Ramos-Villagrasa et al., 2019}), y que puede servir como punto de partida para el estudio con otros constructos.

MÉTODO

Participantes

Se utilizó un diseño muestral no probabilístico por conveniencia, lo que permitió acceder a los participantes con mayor disponibilidad a ser encuestados, debido a su facilidad de acceso (^{Ato et al., 2013}). Sin embargo, se consideró la recomendación clásica y moderna, que se debe contar como mínimo 200 casos o participantes (ratio personas/ítems (N/p)) (^{Lloret-Segura et al., 2014}). Para corroborar este dato, se calculó el tamaño de muestra a priori para modelos SEM (^{Ramos-Vera, 2021}; ^{Soper, 2022}), en base a 18 variables observables y 3 variables latentes con un tamaño de efecto anticipado de 0.50, un nivel de poder estadístico deseado de 0.95 y una probabilidad de 0.05. Así, se obtuvo tamaño mínimo de muestra para la estructura del modelo de 200 casos.

Bajo el diseño muestral y considerando el tamaño mínimo de muestra a priori para estudios de educaciones estructurales, se contó con un total de 424 participantes, tamaño mayor al identificado, de los cuales el 30.9% tienen edades de 31 a 40 años, el 56.1% son de género masculino, en tanto, 272 participantes son casados (64.2%) y 30% solteros. Otras características de los participantes que resaltan son que el 46.9% cuentan con un gado de posgrado y con tiempo de servicio entre 1 a 5 años (34.7%) y 6 a 10 años (27.1%) mayoritariamente (ver Tabla 1).

Tabla 1 Descripción de variables demográficas 

Nota: f: frecuencia; %: porcentaje total

RESULTADOS

La tabla 2 muestra los estadísticos descriptivos y de fiabilidad de la escala desempeño laboral individual. Se observa que los ítems de la dimensión desempeño de la tarea y el desempeño contextual recibieron puntajes en promedio superiores a 4; en cambio, los ítems del desempeño laboral contraproducente recibieron puntajes inversos superiores a 3, además se observa una variabilidad de los ítems, en la cual resalta el ítem DLC14 (DS = 1.07), seguido del ítem DLC17 (DS =1.01) que muestran mayor dispersión. Asimismo, se puede observar los resultados de la asimetría y curtosis, seguido de la IHC en la que los valores son superiores a 0.3 (ver tabla 2)

En la tabla 3 se muestra la matriz de correlación policórica entre ítems de la escala de desempeño laboral individual, en la que se puede apreciar que tanto la dimensión desempeño de tarea y el desempeño contextual mostraron correlaciones positivas y significativas, con valores > 0.3. En cambio, los ítems de la dimensión desempeño laboral contraproducente se postraron con una correlación inversa.

Luego, se procedió a efectuar un análisis factorial confirmatorio a través del software AMOS. El análisis inicial permitió conocer e identificar aquellos índices de modificación (IM) altos con la finalidad de buscar sus covarianzas (ver figura 1).

Figura 1 Modelo 1, Desempeño laboral individual 

Al identificarse los IM altos, se procedió a efectuar las covarianzas, lo que dio resultados óptimos en el ajuste del modelo, donde la prueba de ajuste exacto de χ² fue igual a 365.196, los grados de libertad (df) ascendieron a 128 con una significancia de p = .000, que como resultado del χ²/df es igual a 2.853, siendo este menor a 3 viene a ser un buen ajuste, considerado como aceptable el modelo. En el modelo ajustado siguiente se pueden observar los pesos de la regresión estandarizada, así como las estimaciones de las correlaciones entre las variables exógenas (ver figura 2)

Figura 2 Modelo 2, Desempeño laboral individual 

Luego de efectuarse las covarianzas en los errores, se tomó a bien eliminar los ítems que tenían relación o similitud (DT2, DC7, DC9 y CC14), dejándose solo un ítem por cada covarianza. Este ajuste permitió encontrar un modelo con 14 ítems distribuidos en tres factores que ajustan muy bien el modelo (ver figura 3), donde la prueba de ajuste exacto de χ² fue igual a 215.623, los grados de libertad (df) ascendieron a 74 con una significancia de p =.000, que como resultado del χ²/df es igual a 2.914. Este resultado es un buen ajuste, considerado como aceptable el modelo. En el modelo 3 de 14 ítems se puede observar los pesos de la regresión estandarizada, así como las estimaciones de las correlaciones entre las variables exógenas.

Figura 3 Modelo 3 del desempeño laboral individual 

En la siguiente tabla se observan tres modelos. El primero corresponde al modelo sin modificaciones de los índices, en el cual se observan índices buenos, pero con un RMSEA>0.08, por lo que se procedió hacer ajustes, lo que dio origen al modelo 2, buscando covariar los residuos de los ítems según dimensión, por lo que se obtuvieron mejores índices, el CFI>0.951, el TLI>0.942, el SRMR <0.038 y el RMSEA >0.060, considerándose este último como un ajuste estrecho que corrobora el modelo teórico planteado. Sin embargo, se procedió a eliminar los ítems en los que existían covarianzas, y se dio origen a un modelo 3, donde los índices de bondad de ajuste también son significativos (ver tabla 4). La versión final del instrumento con 14 ítems adaptada al contexto peruano de puede verificar en el apéndice.

La tabla 5 muestra el resultado de la escala de fiabilidad de los factores después de considerarse 14 ítems del modelo con mejores indicadores de bondad de ajuste. Se observa que la desviación estándar por factor está sobre 0.5, McDonald's y Alfa de Cronbachs mayor a 0.8 en los tres factores.

DISCUSIÓN

La escala de desempeño laboral individual es un instrumento que mide objetivamente el desempeño de la tarea, el desempeño contextual y el contraproducente en contextos diversos. Por lo que este artículo permitió validar la escala de des- empeño laboral individual al contexto peruano y la obtención de sus propiedades psicométricas. El análisis realizado de sus tres factores evidencia una estabilidad factorial similar a la propuesta (^{Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, de Vet, et al., 2014}), como también a la escala actualizada al contexto español (Ramos-Villa- grasa et al., 2019). En tal sentido, a pesar de los cambios realizados en cuanto a la escala de medición y la eliminación de 4 ítems debido a su covarianza, el instrumento tiene significativas propiedades psicométricas.

Respecto del factor desempeño de la tarea, se encontró una media superior a cuatro, superando los estudios (^{Koopmans et al., 2016}; Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, Buuren, et al., 2014; Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, de Vet, et al., 2014; ^{Ramos-Villagrasa et al., 2019}) donde los valores oscilan entre 2 y 4, por lo que en este estudio los datos están más a la derecha de la curva de normalidad. Asimismo, el factor desempeño contextual mostró valores significativos: todos sus ítems son positivos, donde la media del total de los participantes fue superior a cuatro, encontrándose diferencias a las medias obtenidas en los estudios de los autores como también en sus índices de bondad de ajuste (^{Dåderman et al., 2020}; Koopmans et al., 2016; Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, Buuren, et al., 2014; Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, de Vet, et al., 2014; Ramos-Villagrasa et al., 2019).

En tanto, los ítems del factor desempeño laboral contraproducente tienden a ser negativos, debido a esto se tuvo que colocar los elementos de la escala de manera inversa, por lo que los resultados de la media tienden a ser superiores a tres. En cambio otros estudios (^{Dåderman et al., 2020}; ^{Koopmans et al., 2016}; Koop- mans, Bernaards, Hildebrandt, Buuren, et al., 2014; Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, de Vet, et al., 2014; ^{Ramos-Villagrasa et al., 2019}) no realizaron el cambio de la escala, por lo que se mantuvieron los datos tal cual se obtuvieron de los participantes, teniendo como resultado una media por debajo de 3. Esto no merma la obtención de calidad de los resultados para este estudio, sino que en el proceso de análisis, el software identificó los ítems con valores negativos y recomendó hacer una conversión de los mismos, para una mejor comprensión de los datos.

Se encontraron resultados de correlación entre ítems similares a otros estudios (^{Dåderman et al., 2020}; ^{Ramos-Villagrasa et al., 2019}), además se encontraron estimadores estandarizados significativos en los ítems de cada dimensión, dato que no revelan los estudios publicados anteriormente (Dåderman et al., 2020; ^{Koopmans et al., 2016}; Ramos-Villagrasa et al., 2019). Otros estudios (Dåderman et al., 2020; Koopmans, Bernaards, Hildebrandt, de Vet, et al., 2014; Ramos-Villagrasa et al., 2019) revelan índices de bondad de ajuste que son significativos, además se encontró que solo revela la covariación entre los errores el estudio de Ramos-Villagrasa et al. (2019) al igual que el presente estudio.

Este estudio cuenta con buenas propiedades psicométricas y presenta tres modelos, de los cuales se deriva una propuesta del instrumento a trabajar con 14 ítems sin covarianzas en sus errores para la versión peruana, consignándose buenos índices de bondad de ajuste en el modelo final. Esta propuesta es parecida a la anteriormente publicada por ^{Ramos-Villagrasa et al. (2019}), quienes consideraron una escala breve de 12 ítems de autoinforme en su versión final debido a la redundancia de algunos de los ítems analizados. En cambio, otros estudios (^{Dåderman et al., 2020}; ^{Koopmans et al., 2016}) consideraron los 18 ítems con sus respectivos factores.

Se encontró un alfa de Cronbach y McDonald (ω) superiores a 0.8 en los factores desempeño de tarea, contextual y contraproducente. Resultados similares a los dos primeros factores son los encontrados en el estudio de ^{Ramos-Villagrasa et al. (2019}), a diferencia del estudio de ^{Dåderman et al. (2020}) que encontraron valores por debajo de 0.8 en los factores de desempeño de tarea y contraproducente. Este último también fue inferior en el estudio de Ramos-Villagrasa et al. (2019); en cambio, no se identificó indicadores de fiabilidad de alfa u otra prueba similar en el estudio inicial de ^{Koopmans et al. (2012}). Cabe señalar que la mayoría de los estudios que consideraron la escala de desempeño laboral individual no han reportado el McDonald (ω) u otra prueba de fiabilidad similar, por lo que se considera una prueba estadística adecuada para este tipo de variables.

A pesar de que se cuenta con un tamaño de muestra significativo, se requiere un tamaño mayor y diversificar los sectores participantes para poder generalizar los resultados del desempeño laboral individual, además se recomienda realizar un estudio transcultural, con países de Sudamérica que permitirán generalizar y lograr estandarizar el instrumento de medición de ^{Koopmans, Bernaards, Hildeb- randt, de Vet, et al. (2014}). Asimismo, los avances hechos en este estudio sirven para buscar la relación e incluso el efecto con otras variables que intervienen en el campo laboral empresarial, así como la aplicabilidad en diversas empresas del contexto peruano, siempre y cuando los desempeños realizados guarden relación con los expuestos en la escala de desempeño laboral individual, con la finalidad de conocer el desempeño de la tarea, contextual y contraproducente.

En conclusión, se validó la escala de desempeño laboral individual, conformada por 18 ítems y reducida a 14 ítems que se agrupan en tres factores importantes: el desempeño de la tarea, desempeño contextual y desempeño laboral contraproducente. Por lo tanto, la presente escala cuenta con adecuadas propiedades psicométricas que permiten recoger la información de forma clara, fiable y acorde con la unidad de estudio en colaboradores del contexto peruano.