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EuPTHUHu1645-00862013000200006

EuPTHUHu1645-00862013000200006

National varietyEu
Country of publicationPT
SchoolHumanities
Great areaHuman Sciences
ISSN1645-0086
Year2013
Issue0002
Article number00006

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Validação para Portugal da Escala de Perceção de Saúde Organizacional (EPSaO)

O cronómetro taylorista e a produção em série fordista, pela forma como influenciaram a qualidade de vida dos trabalhadores, despertaram, precocemente, a atenção da psicologia. Volvido um século, a atenção mantém-se, as organizações contemporâneas, com as suas exigências em termos de aumentos de produtividade, downsizing, relações de trabalho, e articulação entre a vida pessoal e profissional, continuam a ter impacto no bem-estar dos colaboradores (Rosseau, 1997).

Estes novos paradigmas ocasionam o aparecimento de novos elementos para a investigação do comportamento organizacional e de novos significados para conceitos existentes. Um dos temas que emerge destes novos paradigmas é a saúde organizacional.

Este termo tem origem em Bennis (1966) e está ligado à noção de efetividade organizacional e aos critérios de saúde mental dos indivíduos. Contudo, esta definição não foi consensual, surgindo, mais tarde, autores a distinguir a saúde da organização e a saúde do colaborador (e.g. Shoaf, Karwowski, & Huand, 2004; Williams, 1994; Wilson, Vandenberg, Richardson, & McGrath, 2004). Outros, preferiram definir a organização saudável como aquela que não gera stress (Cox & Howath, 1990). Por seu turno, Assmar e Ferreira (2004), Peterson e Wilson (2002) e Quick (1999) defendem uma interdependência entre saúde organizacional e a saúde dos trabalhadores.

Um contributo fundamental advém dos trabalhos de Gomide Júnior, Moura, Cunha e Sousa (1999), conscientes da proliferação de significados, sobretudo a partir da década de noventa, e alicerçados nos pressupostos de Schein (1965), Bennis (1966) e Fordyce e Weil (1971), propuseram que este conceito diga respeito à capacidade da organização desenvolver altos níveis de adaptabilidade e flexibilidade às exigências externas ( ) e ( ) promover alto grau de integração entre os empregados e as ( ) equipas de trabalho (p. 11). Em suma, uma organização saudável será aquela capaz de ser percecionada como um sistema integrado de pessoas, interagindo com outras organizações e com a envolvente, conforme o padrão de relações estabelecidas nos vários níveis.

Shoaf et al.(2004) referem que a saúde organizacional influencia diretamente a qualidade de vida dos trabalhadores, sobretudo, ao nível do mal-estar. Este construto torna-se particularmente interessante no estudo do impacto de uma variável organizacional na saúde dos trabalhadores, variável essa que se situa na fronteira entre os contributos da psicologia organizacional e da psicologia da saúde.

A saúde organizacional pode ser aferida através da EPSaO (Gomide Júnior & Fernandes, 2008), versão validada a partir da inicialmente desenvolvida por Gomide Júnior et al. (1999) e cuja validação para a população portuguesa constituirá o objetivo deste estudo.

MÉTODO Participantes Inquiriram-se 437 indivíduos, com média de idades de 41,04 anos (DP=9,67), pertencendo a maioria ao género feminino (n=311, 71,2%). Quanto às habilitações, o grau mais e menos comum foi, respetivamente, a licenciatura (n=221, 50,6%) e o doutoramento (n=22, 5%).

Material A EPSaO (Gomide Júnior & Fernandes, 2008), apresenta 27 itens, uma escala de Likertde 5 pontos (1 ' Discordo totalmente; 5 ' Concordo totalmente) e dois fatores, integração de pessoas e equipas ' 20 itens ' e flexibilidade e adaptabilidade a exigências externas ' 7 itens. A consistência interna desta escala é superior a 0,70.

Procedimento A escala em análise encontra-se em Língua Portuguesa, estando adaptada para a população brasileira. Assim, procedeu-se a um enquadramento cultural dos itens, substituindo-se expressões/palavras brasileiras, por outras adequadas à realidade portuguesa. Para aferir a qualidade desta ação efetuou-se um pré- teste a 50 indivíduos (van Widenfelt, Treffers, Beurs, Siebink, & Koudijs, 2005).

Antes da aplicação da EPSaO os participantes preencheram o documento de consentimento informado. Posteriormente, foi aplicada a versão em papel e lápis desta escala.

RESULTADOS Para identificar a estrutura fatorial deste instrumento realizou-se uma análise fatorial exploratória em componentes principais, recorrendo ao programa SPSS 20, considerando-se os fatores com eigenvalues superiores a 1,5. Conduziu-se, igualmente, uma factorização do eixo principal com rotação Direct Oblimin.

Consideraram-se os fatores com eigenvalues superiores a 1,5 e os itens com uma carga fatorial igual ou superior a 0,40.

Para testar a estrutura fatorial resultante da factorização do eixo principal com rotação Direct Oblimin,conduziram-se algumas análises fatoriais confirmatórias. Inicialmente, testou-se um modelo de referência com dois fatores de primeira ordem correlacionados ' integração de pessoas e equipas, e flexibilidade e adaptabilidade a exigências externas. Definiu-se que cada item devia integrar o fator onde foi identificado, estabelecendo-se que a carga fatorial do primeiro item de cada subescala seria de 1,00. No quadro_1 encontra-se a análise descritiva uni e multivariada.

A não normalidade da distribuição dos itens definiu-se como um valor de assimetria e curtosesuperior a 3 e 10, respetivamente (Kline, 2011). A normalidade da distribuição multivariada foi determinada pelo valor normativo estimado de Mardia inferior a 5, o que não se verificou neste caso. Assim, todas as análises fatoriais confirmatórias, efetuadas pelo programa EQS V6.1, conduziram-se através do método Satorra-Bentler (Byrne, 2006).

Para analisar se a estrutura fatorial deste instrumento é melhor concetualizada com dois fatores de primeira ordem correlacionados, analisaram-se dois outros modelos. O primeiro, um fator de segunda ordem, onde se incluíam a integração de pessoas e equipas, e a flexibilidade e adaptabilidade a exigências externas como fatores de primeira ordem. A carga fatorial do primeiro item de cada subescala foi de 1,00. Definiu-se que o peso dos fatores de primeira ordem, no de segunda ordem, era de 1,00. O segundo modelo propunha um fator unidimensional. Os itens foram definidos para integrar o único fator e a carga fatorial do primeiro item foi de 1,00.

O ajustamento dos modelos aferiu-se através da versão robusta do S-Bx2, que apresenta algumas limitações. Como tal, recorreu-se aos índices, *CFI, *RMSEAe SRMR. O bom ajustamento de um modelo considera-se quando dois destes índices respeitam os valores mínimos de cut-off: CFI =0,95; RMSEA=0,06; e SRMR=0,08 (Hu & Bentler, 1999).

Na solução padronizada de cada modelo, comparou-se a carga fatorial com os valores propostos por Comrey e Lee (1992). A identificação dos parâmetros não especificados foi examinada utilizando o Univariate and Multivariate Lagrange Multiplier Test, com opções PEEe GVF.

A comparação dos modelos aninhados baseou-se noS-Bx2 (Bentler, 2005; Byrne, 2006) e *CFI (Cheung & Rensvold, 2002). Um *CFI superior a 0,01 indica modelos significativamente distintos (Byrne, 2006). Os modelos não aninhados compararam-se pelos valores de *CFI e *AIC. Um *CFI elevado e *AICreduzido demonstram um bom ajustamento.

A fiabilidade deste instrumento baseou-se no coeficiente ómega de fiabilidade ponderada () (Bacon, Sauer, & Young, 1995), comparando-se o seu valor com um cut-off de 0,70.

A análise fatorial exploratória em componentes principais revelou uma adequação da amostra (KMO=0,95). Estes resultados indicaram, ainda, a extração de quatro fatores que explicavam 62,55% do total da variância. Nesta análise somente dois fatores apresentaram eigenvaluessuperiores a 1,5, explicando 54,75% da variância.

Os resultados da factorização do eixo principal com rotação Direct Oblimin demonstraram que apenas dois fatores possuíam eigenvalues superiores a 1,5 (quadro_2).

A análise destas cargas fatoriais demonstrou que o primeiro e segundo fatores possuíam, respetivamente, 18 e 8 itens. Contrariamente ao original, verificou- se que o item 18 se situava no segundo fator. o item 19, não possuía uma carga fatorial adequada. A correlação interfator era de 0,67 (p <0,001), sugerindo um elevado grau de variância partilhada entre os fatores ou a existência de um fator de ordem superior que os explica. Assim, o ajustamento da estrutura fatorial da EPSaO, que incluía dois fatores de primeira ordem correlacionados, foi testado contra dois modelos, segunda ordem e unidimensional.

Os resultados da análise fatorial confirmatóriarelativamente ao modelo de referência, dois fatores de primeira ordem correlacionados, revelaram um ajuste pobre (SBx2(298)=1036,51, p<0,001, *RMSEA=0,07, SRMR=0,06, *CFI=0,85, *AIC=440,51), à semelhança dos restantes modelos. O modelo de segunda ordem exibiu os resultados: SBx2(298)=1036,43, p <0,001, *RMSEA=0,08, SRMR=0,06, *CFI=0,85, *AIC=440,53. Tendo em conta que os graus de liberdade eram iguais para estes modelos, a comparação efetuada baseou-se nos valores de *CFI, revelando-se a inexistência de diferenças significativas em termos de ajustamento (*CFI=.000). Por outro lado, o modelo unifatorial apresentou um ajuste pobre em relação ao modelo de referência (*CFI= -0,08) e de segunda ordem (*CFI= -0,08, *AIC=381,19).

A adequabilidade dos parâmetros de estimação foi identificada através da análise do seu sinal e significância estatística, obtendo-se um sinal positivo e significância. A carga fatorial dos itens no seu fator encontra-se no quadro 3.

Os resultados do Univariate and Multivariate Lagrange Multiplier Test com PEEe GVF, revelaram a existência de potenciais covariâncias significativas entre os erros de medida dos itens: 25/24, 11/10, 2/1, 27/26, 25/11 e 14/15. Para testar a significância destas covariâncias, testaram-se vários modelos que as incluem.

O modelo de referência apresentava dois fatores de primeira ordem correlacionados, tendo-se especificado as covariâncias entre os erros de medida dos itens. Testou-se, igualmente, o ajustamento dos modelos de segunda ordem e unidimensional.

Os resultados da análise fatorial confirmatória do modelo de referência demonstraram que o ajuste obtido é bom (SBx2(292)=750,61, p<0,001, *RMSEA=0,06, SRMR=0,05, *CFI=0,91, *AIC=166,61). Resultados semelhantes registaram-se no modelo de segunda ordem (SBx2(292)=750,60, p<0,001, *RMSEA=0,06, SRMR=0,05, *CFI=0,91, *AIC=166,60). Sendo os graus liberdade destes modelos iguais, a comparação entre ambos realizou-se através do *CFI, verificando-se que não existem diferenças estatisticamente significativas no ajustamento (*CFI=0,00).

Por outro lado, o modelo unidimensional apresentou um pobre ajustamento comparativamente ao modelo de referência (*CFI=-0,05) e de segunda ordem (*CFI=-0,05, *AIC=250,91).

A adequação dos parâmetros de estimação foi identificada com recurso à análise do seu sinal e significância estatística, existindo sinal positivo e significância. A carga fatorial dos itens nos fatores reespecificados encontra- se no quadro_4.

As cargas fatoriais dos itens cumpriram o definido inicialmente. Relativamente ao modelo de referência, a correlação interfatores foi de 0,76 (p<0,001). No modelo de segunda ordem, observou-se que os dois fatores de primeira ordem registaram uma excelente carga no fator de ordem superior. Em cada um dos modelos, a maioria dos erros de medida das covariâncias foi estatisticamente significativo (p<0,001), à exceção dos itens 25/11.

Quanto à fiabilidade, o coeficiente para a escala e respetivas subescalas foi superior a 0,70.

DISCUSSÃO A dimensão amostral teve em consideração os pressupostos de Ribeiro (2008), utilizando-se mais que cinco sujeitos por cada item.

Respeitando o procedimento original dos autores, a análise fatorial exploratória em componentes principais, demonstra que a estrutura fatorial original se adapta à população portuguesa.

Os resultados das análises fatoriais confirmatórias dos três modelos, (a) modelo de referência; (b) modelo de segunda ordem; e (c) modelo unidimensional, sugerem, igualmente, a manutenção da estrutura fatorial original.

A reespecificação dos modelos, através da adequação dos parâmetros de estimação, conduziu a uma melhoria no seu ajustamento, porém a manutenção da estrutura original apresenta algumas vantagens, permitindo a realização de comparações transculturais, nomeadamente com estudos brasileiros. Todavia, sugere-se que, em futuros estudos, esta questão seja explorada.

A escala e respetivas subescalas apresentaram uma consistência interna superior a0,70, o que prova que estamos perante um instrumento adequado para a avaliação do conceito de saúde organizacional.

O estudo deste tema, do ponto de vista organizacional, pode revelar-se crucial para responder a problemáticas como a baixa produtividade, o aumento das taxas de erros ou menor flexibilidade para responder aos desafios da envolvente externa. Assim como é vital, na ótica da psicologia da saúde, para a diminuição de sintomas de mal-estar e promoção do bem-estar.


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