L’attendibilità dei due costrutti dei comportamenti di cittadinanza organizzativa analizzati congiuntamente (9 item) è risultata complessivamente buona, con un’alfa di Cronbach globale pari α=.787. Il valore medio della correlazione fra item è pari a .295 e il range dei valori della correlazione corretta item-totale varia da .328 a .568. In nessun caso eliminare un item condurrebbe a un incremento di rilievo del coefficiente α.
Analizzando le due sottoscale troviamo che la sottoscala altruismo, composta da 5 item, ha un valore buono di α=.774, un valore medio di correlazione fra item .414 e il range dei valori della correlazione corretta item-totale buoni, variando da .489 a .599. Il valore minimo di correlazione è ampiamente più elevato della soglia raccomandata (.25). Togliere item condurrebbe solo a una diminuzione del coefficiente alfa di Cronbach e porterebbe anche ad una costrutto non sufficientemente determinato.
La sottoscala virtù civica, composta da 4 item ha un valore sufficiente, α=.642. Il valore di correlazione medio fra item è .313; il range dei valori della correlazione corretta del totale con l’item varia da .385 a .472. In nessun caso eliminare un item incrementerebbe il coefficiente alfa.
Calcolando i punteggi medi di entrambe le sottodimensioni, troviamo una correlazione significativa (coefficiente r di Pearson) pari a r = .463 (p<.001). Il valore non è così elevato da par pensare che ci possa essere una sovrapponibilità tra i due costrutti.
Analisi fattoriale confermativa
Anche per questa scala è stata condotta, in conformità con le analisi effettuate dagli studi italiani (Perrone & Chiacchierini, 1999, Cortese, 2006), l’analisi fattoriale confermativa (CFA) applicando il metodo della disaggregazione parziale con parcellizzazione random. Il modello della CFA è costituito da 4 variabili e 2 fattori; sono stati creati due parcel random per l’altruismo (una parcel da 3 item e una parcel da 2 item) e due parcel per la virtù civica (2 item ciascuna). Il modello che considera i due fattori (virtù civica e altruismo) distinti ( 2
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χ = .187, p = .665, CFI = 1.00, TLI = 1.01, GFI = 1.00, AGFI = .997, RMSEA = .000, AIC =18.187) si adatta meglio ai dati rispetto al modello che considera un fattore generale senza nessuna distinzione (χ22 = 47.116, p = .000, CFI =
.849, TLI = .546, GFI = .917, AGFI = .586, RMSEA = .285, AIC = 63.116).
Intenzione di turnover
L’intenzione di turnover è il pensiero di un lavoratore che ha una conscia e deliberata volontà di lasciare l’organizzazione in cui lavora. È una componente cognitiva del turnover (Griffeth, et al. 2000; Mathieu & Zajac, 1990; Tett & Meyer, 1993) ed è uno dei suoi predittori (Chen, Hui, & Sego, 1998; Tett & Meyer, 1993). Altri comportamenti che predicono il turnover sono: soddisfazione al lavoro (DeCottis & Summers, 1987; Irvine & Evans, 1995; Orpen, 1995; Russ & McNeilly, 1995; Thomas & Hafer, I995), la percezione di controllo (Spector, 1986), lo stress (Parasuraman, 1982; Summers, Denisi, & DeCottis, 1989), l’assenteismo (McElroy, Morrow, & Fenton, 1995; Mitra, Jenkins, & Gupta, 1992; Somers, 1995). L’intenzione di turnover è stato comunque identificato come
l’immediato precursore del comportamento di turnover (Jaros, Jermier, Koehler, & Sincich, 1993; Hom & Griffeth, 1991); il lavoratore pensa di lasciare il lavoro e cerca altre opportunità lavorative.
Il costrutto intenzione di turnover è stato misurato con due item (Bentein, Vandenberg, Vandenberghe, Stinglhamber, 2005), adattato da Hom e Griffeth (1991) e da Jaros (1997). Pur avendo solo due item e quindi non essendo il costrutto adeguatamente determinato da un punto di vista statistico, si è deciso di considerarlo come Bentein e colleghi (2005) hanno suggerito.
L’α di Cronbach ha un valore buono pari a .775 con una correlazione corretta fra item elevata, .633.
Sostegno Organizzativo Percepito
Il sostegno organizzativo percepito (perceived organizational support, POS) si riferisce al grado in cui i lavoratori percepiscono la cura dei capi (a) nell’essere attenti al benessere dei sottoposti/collaboratori e (b) nel valutare i contributi dei sottoposti/collaboratori all’organizzazione (Eisenberger, Huntington, Hutchison, & Sowa, 1986). I dipendenti percepiscono di essere rispettati, apprezzati e ricompensati per il lavoro effettuato da parte dell’organizzazione. Già nei primi anni ’90, il POS ha riscosso grande interesse tra i ricercatori nel campo della psicologia e management (Eisenberger, Jones, Aselage, & Sucharski, 2004). E questa attenzione non è diminuita, anzi secondo Eisenberge e colleghi (2004) è incrementata. Questo può essere collegato agli avvenimenti che le organizzazioni, sia nord americane sia europee, stavano e stanno vivendo, come ristrutturazione e downsizing (Bishop, Scott, Goldsby, & Cropanzano, 2005). Infatti, come
Rhoades e Eisenberger (2002) hanno sottolineato, durante i momenti di crisi, il POS potrebbe essere particolarmente potente mantenendo o incrementando outcome sia organizzativi sia individuali. Un lavoratore percepisce sostegno se: (a) l’organizzazione distribuisce equamente le risorse; (b) i dipendenti sono coinvolti nei processi decisionali; (c) ai dipendenti sono fornite informazioni su come vengano valutate le prestazioni e distribuite le ricompense (in italiano si veda Hichy, Falvo, Vanzetto, & Capozza; 2003). Un’atmosfera di sostegno nell’ambiente di lavoro diminuisce il conflitto tra ruolo lavorativo e vita privata; incrementa il benessere, influenza la performance, la soddisfazione e la permanenza del lavoratore nell’organizzazione (D’Amato & Majer, 2005).
Il costrutto sostegno organizzativo percepito è stato misurato con quattro item (Battistelli, Mariani, & Bellò, 2006), adattato da Rhoades and Eisenberger (2002) e mostra una buona attendibilità (α=.744). Anche il valore medio della correlazione tra item è buono (.424) e pure i punteggi medi della correlazione corretta del totale – item sono molto buoni (tra .491 a .587). L’eliminazione degli item, oltre a portare una non adeguata determinazione del costrutto, non migliorerebbe nemmeno il valore alfa di Cronbach.
Commitment86
Come abbiamo già scritto sopra, “il commitment è una forza che lega un individuo a un corso d’azione che è di rilevanza per un particolare obiettivo” (Allen & Meyer, 1990, p.
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L’analisi della scala “commitment” e “motivazione al lavoro” ha portato alla stesura del lavoro: Chemolli, E., & Pasini, M. (2008). La motivation au travail et l’engagement. Analyse sur deux échantillons italiens. In Actes du 15° congrès international de l'Association Internationale de Psychologie du Travail de Langue Française: Entre tradition et innovation , comment transformons nous l'univers du travail. Québec. Aout 2008. CD-Rom Presse Université de Québec.
14; Meyer & Herscovitch, 2001, p. 301). Riprendiamo qui solo alcuni concetti relativo alle caratteristiche psicometriche della scala. Allen e Meyer (1996), valutando il loro modello, evidenziano la dimensionalità del costrutto ma con alcuni punti critici. Si chiedono ad esempio se il commitment per continuità sia un costrutto unidimensionale o se il commitment affettivo e normativo siano veramente forme distinguibili di commitment.
Una analisi delle componenti principali condotta da McGee e Ford (1987) sulla Continuance Commitment Scale proposta da Meyer e Allen (1984) ha mostrato due sottodimensioni che potrebbero caratterizzare meglio la dimensione del commitment per continuità: il sacrificio percepito associato all’abbandono (High-Sacrifice Commitment, HSc) e i costi che si hanno da una mancanza di alternative lavorative (Low-Alternatives Commitment, LAc). Powell e Meyer (2004) hanno dimostrato che la scala che misura il commitment per continuità è bidimensionale e che le due subscale riflettono costrutti distinti, sebbene collegati. Anche Bentein e colleghi (2005) sostengono la bidimensionalità del commitment per continuità e hanno trovato che le due subdimensioni sono collegate in modo divergente all’intenzione di turnover (High Sacrifice ha una associazione negativa, Low Alternatives ha una associazione positiva).
Per quanto riguarda la distinzione tra commitment normativo e affettivo, Meyer e colleghi (2002), nella loro meta analisi, confermano l’alta correlazione positiva tra queste due dimensioni. Puntualizzano tuttavia che la forza della correlazione tra commitment affettivo e normativo dipende da quale versione di scala di misurazione viene usata, se quella originale da 8 item (Allen & Meyer, 1990) o quella rivista a 6 item (Meyer, Allen & Smith. 1993). La versione a 8 item enfatizza l’interiorizzazione dei valori sociali (Weiner, 1982), quella a 6 item si focalizza direttamente sul senso di obbligazione a rimanere nell’organizzazione indifferentemente dall’origine di questa obbligazione.
Il commitment è stato rilevato con uno strumento validato, Commitment organizzativo di Meyer & Allen (1991), nella versione italiana di Pierro, Tannucci, Cavalieri, Ricca (1992). Sia per il commitment normativo, sia per il commitment affettivo sono state considerate le scale riviste a 6 item (Meyer et al., 1993); Meyer et al. (1993) hanno tolto dalla scala originale del commitment affettivo i due item con valori fattoriali più bassi. La scala del commitment normativo, invece, è stata oggetto di una revisione più profonda. Per quanto riguarda il commitment per continuità, invece, è stata utilizzata la scala di Powell & Meyer (2004) composta da 9 item (6 High Sacrifice, 3 Low Alternatives) non validate in Italia. Gli item per la rilevazione del commitment sono quindi complessivamente 21 e si misurano quattro sottodimensioni: affective commitment (AC), normative commitment (NC), continuance commitment - High Sacrifice (HSc), continuance commitment - Law Alternatives (LAc).
Verifica dell’attendibilità
Il primo dato conferma l’affidabilità della scala, con un valore di alpha di Cronbach molto buono (.85). Nessun item determina un aumento dell’alfa se eliminato, con l’eccezione Mancanza di possibilità (.87), che risulta anche l’item con correlazione item- totale negativa. Calcolando i punteggi medi in ciascuna delle 4 sottodimensioni, è stato rilevata una elevata correlazione (coefficiente r di Pearson) tra commitment affettivo e commitment normativo (r = .73, p < .001). Un valore così elevato potrebbe far pensare che i due fattori possano misurare aspetti uguali, simili o sovrapponbili. Due correlazioni, invece, sono negative, quelle tra affective commitment e low alternatives commitment (r = -
.35; p < .001) e tra low alternatives commitment e normative commitment (r = -.25; p < .001).