2017, Vol.
3(2): 10-20
Adaptação
e Validação da Utrecht Work Engagement Scale (UWES) aplicada a Assistentes
Sociais em Portugal
Artigo Original
Helena Teles ⓘ ✉, Nélson Ramalho ⓘ, Vanda Ramalho ⓘ, Sónia Ribeiro ⓘ
https://doi.org/10.7342/ismt.rpics.2017.3.2.52
Recebido 25 maio 2017
Aceite 07 setembro 2017
Objetivo: O presente estudo visa avaliar os itens
e as respetivas dimensões da Utrecht Work
Engagement Scale (UWES-17) de Schaufeli e Bakker
Método: Foi aplicada a versão portuguesa da UWES a uma amostra constituída por
1369 assistentes sociais portugueses, 94% do sexo feminino e 6% do sexo
masculino, com uma média de idades de 39 anos (desvio-padrão = 8,99). A
habilitação académica mais frequente é a licenciatura (63,8%) e no que respeita
à atividade profissional possuíam, em termos médios, 12,99 anos de experiência
(desvio-padrão = 8,28). A fidedignidade da escala foi avaliada através do
coeficiente de alfa de Chronbach e a validade através da análise fatorial
exploratória. Foi utilizada a pesquisa metodológica de natureza
quantitativa.
Resultados: Os resultados alcançados vão ao encontro dos valores
presentes em estudos anteriores quanto à sua consistência interna, tanto dos 17
itens que compõe a escala como das
suas três dimensões (“vigor”, “dedicação” e “absorção”). A UWES-17 neste estudo
apresenta uma estrutura fatorial de três fatores, tal como o estudo original,
mas a constituição dos itens de cada dimensão é diferente.
Conclusões: A escala UWES-17 apresenta-se com boas características
psicométricas e uma boa consistência interna.
Palavras chave:
Engagement · UWES · Assistentes
Sociais · Portugal
A psicologia, ao longo da sua história, deu
mais primazia ao estudo dos aspetos negativos do ser humano em geral
(problemas, sintomas e doenças) do que aos positivos (Bakker,
Schaufeli, Leiter,
& Taris, 2008). Como resposta a esta tendência, surge a chamada
"Psicologia Positiva", que foca os aspetos psicológicos positivos. É
a partir desta corrente, que na década de 90 Kahn começa a
desenvolver os primeiros estudos sobre engagement,
como consequência às inúmeras pesquisas sobre os problemas, sintomas e doenças
laborais, como o burnout.
O engagement[1]
no trabalho, definido enquanto um estado mental positivo e de bem-estar
relacionado com o contexto laboral, tende a ser visto como oposto ao burnout. Contrariamente aos
trabalhadores que sofrem desta síndrome – manifestado em estado de exaustão
emocional, despersonalização e reduzida realização pessoal (Maslach
& Leiter, 1997) – os que se encontram envolvidos na sua atividade
profissional revelam energia, eficácia e capacidade para lidar positivamente
com os desafios do trabalho.
Porém, se para Maslach e Leiter (1997), o engagement e
o burnout, enquanto estados
psicológicos do bem-estar laboral (um possuindo qualidades positivas e outro
negativas), encontram-se negativamente correlacionados, para Schaufeli e Bakker
(2003) esta correlação nem sempre acontece. Por
exemplo, quando um trabalhador não está afetado pelo síndrome de burnout, tal não significa que apresente
nível de engagement no seu posto de
trabalho. E o contrário, também é verdade, ou seja, quando um trabalhador
possui baixos níveis de engagement,
não significa que ele esteja em situação de burnout.
Teoricamente, estes dois conceitos não podem ser estudados em simultâneo, dado
apresentarem-se como distintos e independentes um do outro. No entanto, na
prática, considera-se haver uma possível correlação entre o burnout e o engagement. Existem evidências empíricas que apresentam correlação
negativa do engagement com o burnout (Salanova,
Schaufeli, Llorens, Peiró, & Grau, 2000; Durán,
Extremera, & Rey, 2005) e correlação positiva com o desenvolvimento
profissional (Martínez & Salanova, 2003), com as
competências emocionais, o bem-estar emocional e a felicidade (Extremera, Durán, & Rey, 2005).
Schaufeli, Salanova, González-Romá e Bakker
(2002, p. 74) definem o engagement como um estado afetivo-cognitivo positivo, persistente e
abrangente (não sendo característico de um evento, indivíduo ou comportamento
momentâneo), relacionado com o mundo laboral, constituído por três dimensões:
comportamental (“vigor”), emocional (“dedicação”) e cognitiva (“absorção”). O “vigor” caracteriza-se por altos
níveis de energia, resiliência mental, vontade de investir e persistir face a
dificuldades no trabalho; a “dedicação” pelo forte envolvimento, entusiasmo,
orgulho, desafio, inspiração no desempenho da atividade profissional e
atribuição de significado ao trabalho desenvolvido; e a “absorção” pela
“imersão” e concentração total nas atividades em que o indivíduo se encontra
implicado, de tal forma que possui dificuldade em desapegar-se do seu trabalho,
dando a sensação de o tempo passar rapidamente. Estar absorvido no trabalho consiste,
pois, num estado de atenção focalizada e satisfação intrínseca (Csikszentmihalyi, 1990). O engagement profissional caracteriza-se, pois, por uma forte
identificação e altos níveis de energia despendidos no trabalho.
Dado a falta de instrumentos para se avaliar
e medir o engagement, os autores
Schaufeli e Bakker (2009) elaboraram o
questionário Utrecht Work Engagement
Scale (UWES). Originalmente, este instrumento, construído em 1999, era
composto por 24 itens, dos quais nove
eram relativos ao “vigor” e oito à “dedicação”. Mais tarde, em 2002, após uma
avaliação psicométrica, sete desses itens
demonstraram-se inconsistentes, tendo sido eliminados. A versão UWES de 17 itens é, assim, composta por seis itens de “vigor”, cinco de “dedicação” e
seis de “absorção” (Schaufeli et al., 2002).[2]
Entre 1999 e 2003, a escala UWES-17 foi
sujeita a vários testes psicométricos preliminares. Num primeiro momento,
aplicada a uma grande amostra de trabalhadores (n = 9679) pertencentes a diferentes grupos profissionais na Holanda
e Bélgica; e, mais tarde, estendida a outros países. Estes testes tinham a
pretensão de avaliar a distribuição dos itens,
a consistência interna das subescalas, a estrutura fatorial da UWES, a relação
com diferentes variáveis (o burnout,
a idade e o sexo), bem como as diferenças entre os grupos profissionais e entre
países. Dos seus resultados, Schaufeli e Bakker (2009),
apresentam, para este instrumento, propriedades psicométricas muito
satisfatórias. A consistência interna revelou-se alta, tal como a estabilidade
temporal. A estrutura fatorial foi confirmada, revelando níveis altos de
correlação entre os fatores que a compõem, não variável entre amostras de
diversos países. No que se refere ao burnout,
observou-se uma correlação negativa com o engagement.
Foram encontradas pequenas diferenças estatisticamente significativas nos
níveis de engagement relativas a
algumas variáveis, como a idade, o sexo e os grupos profissionais, mas com
pouca relevância a nível prático. Deste modo, os autores consideram a UWES um
instrumento válido e adequado para ser usado em investigações futuras com
outros grupos profissionais, podendo estes estarem integrados em diferentes
territórios ou países.
O presente estudo pretende analisar, por um
lado, as dimensões do “vigor”, “dedicação” e “absorção” como formas específicas
de engagement (Schaufeli & Bakker, 2003). Dado que vários
estudos nacionais e internacionais têm observado elevados riscos de burnout presentes na população dos
assistentes sociais (Abdallah, 2009; Carrera,
2011; Collins, 2008; Davies, 1998;
Hamama, 2012; Kim & Kao, 2011; Lloyd, King, & Chenoweth, 2002; Lonne,
2003; Ramiro, 2014; Takeda,
Yokoyama, Miyake, & Ohida, 2002) e de outros trabalhadores sociais (Extremera et al., 2005; Fong & Ng,
2012; Galán & Fernández, 2009) devido aos
contextos profissionais permeáveis a situações de stress, pretende-se, por outro lado, complementar estes estudos,
avaliando as características psicométricas da UWES quando aplicada a esta
classe profissional, em Portugal.
A UWES é, atualmente, o instrumento mais
utilizado em estudos internacionais para avaliar o engagement profissional. Ter uma ferramenta de medição válida e
padronizada do constructo de engagement
é essencial para facilitar uma melhor compreensão do envolvimento, da regulação
das emoções e do bem-estar dos trabalhadores nos contextos laborais, razão pela
qual, se pretendeu validar a escala UWES-17 para a população de assistentes
sociais em Portugal (UWES-17) dada a sua inexistência, permitindo melhorar e
prevenir os efeitos negativos dos riscos psicossociais em contextos sócio
comunitários. Em Portugal já existe um estudo relativo à validação desta
escala, mas respeitante aos profissionais dos cuidados de saúde primários (Martins, 2013).
De acordo com a finalidade e objetivos deste trabalho realizou-se um
estudo metodológico de natureza quantitativa do tipo descritivo-correlacional que
permite obtenção, organização e análise de dados, através da elaboração,
validação e avaliação do instrumento e técnicas de pesquisa.
Instrumentos
Para avaliar o engagement nos
assistentes sociais utilizou-se a UWES-17 de Schaufeli e Bakker (2009), na versão traduzida para o português (Angst, Benevides-Pereira, & Porto-Martins, 2009),
adaptando-se, no entanto, algumas expressões brasileiras ao português europeu e
promovendo-se a linguagem paritária[3],
conforme Tabela 1. Esta escala – que pretende avaliar em
que medida os assistentes sociais se encontram envolvidos com o seu trabalho (e
não a eficácia do trabalho executado) – encontra-se estruturada por dezassete itens, divididos em três dimensões
relacionáveis entre si: o “vigor”, com
seis itens (1, 4, 8, 12, 15, 16), a
“dedicação” com cinco (2, 5, 7, 10, 13) e a “absorção” com seis (3, 6, 9, 11, 14,16). Os profissionais responderam a cada
um dos itens de acordo com uma escala
ordinal do tipo Likert com sete alternativas de resposta, composta por valores
variáveis entre 0 (se nunca teve esse sentimento ou crença) e 6 (se o sentiam
ou tinham frequentemente).
|
Escala UWES-17 Aplicada aos Assistentes Sociais
Portugueses |
|
|
|
Itens da UWES-17
|
|
|
|
1. No meu trabalho sinto-me chei@ de energia |
|
|
|
|
2. Acho que o meu trabalho tem muito significado e
utilidade |
|
|
|
3. O tempo passa a voar quando estou a trabalhar |
|
|
|
4. No meu trabalho sinto-me com força e energia |
|
|
|
5. Estou entusiasmad@ com o meu trabalho |
|
|
|
6. Quando estou a trabalhar esqueço
tudo o que se passa à minha "volta" |
|
|
|
7. O meu trabalho inspira-me |
|
|
|
8. Quando me levanto de manhã apetece-me ir trabalhar |
|
|
|
9. Sinto-me feliz quando estou a trabalhar intensamente |
|
|
|
10. Estou orgulhos@ do que faço neste trabalho |
|
|
|
11. Estou imers@ no meu trabalho |
|
|
|
12. Sou capaz de ficar a trabalhar
por períodos de tempo muito longos |
|
|
|
13. O meu trabalho é desafiante para mim |
|
|
|
14. “Deixo-me ir” quando estou a trabalhar |
|
|
|
15. Sou uma pessoa com
muita resistência mental no meu trabalho |
|
|
|
16. É-me difícil desligar do meu trabalho |
|
|
|
17. No meu trabalho sou sempre perseverante (não desisto),
mesmo quando as coisas não estão a correr bem |
|
|
|
|
Procedimento
A escala UWES-17
foi aplicada aos assistentes sociais portugueses através da aplicação de um questionário,
elaborado com recurso à plataforma Google
Docs, disponível on-line por um
período aproximado de dois meses (Setembro a Outubro de 2015). O questionário
apresentava confidencialidade e garantias de anonimato das informações
recolhidas. Para a sua divulgação recorreu-se à rede social Facebook e ao envio de 6.261 correios
eletrónicos para assistentes sociais, apelando à sua participação através de
auto-preenchimento. No total foram obtidas 1434 respostas. Excluíram-se 65,
dado não deterem os critérios definidos para o universo em análise[4]. Face ao exposto, o estudo
totalizou 1369 respostas válidas. Os
dados foram tratados com recurso ao Software Statistical Package for the Social Sciences (SPSS – versão 22),
tendo como variáveis base os 17 itens
da UWES. Dado que a validação de uma escala é sempre determinada pelo estudo da
sua validade e fiabilidade, foram realizados testes de fiabilidade à
consistência interna[5] da escala, através do
cálculo dos coeficientes Alfa de Cronbach, correlação de Pearson e t-test. Face à validade do constructo
foi realizada a análise fatorial exploratória.
|
Caracterização da Amostra (N = 1369) |
|
|||
|
Características |
n |
% |
|
|
|
Sexo |
Feminino |
1287 |
94 |
|
|
Masculino |
82 |
6 |
|
|
|
Grupo Etário |
20-29
anos |
194 |
14,2 |
|
|
30-39
anos |
587 |
42,9 |
|
|
|
40-49
anos |
397 |
29 |
|
|
|
50-59
anos |
162 |
11,9 |
|
|
|
60-69
anos |
29 |
2 |
|
|
|
Habilitações Académicas |
Licenciatura |
874 |
63,8 |
|
|
Pós-Graduação |
294 |
21,5 |
|
|
|
Mestrado |
187 |
13,7 |
|
|
|
Doutoramento |
13 |
0,9 |
|
|
|
Pós-Doutoramento |
1 |
0,1 |
|
|
|
Anos de Exercício Profissional |
<
10 anos |
642 |
46,9 |
|
|
11
a 20 anos |
519 |
37,9 |
|
|
|
21
a 30 anos |
156 |
11,4 |
|
|
|
31
a 40 anos |
47 |
3,4 |
|
|
|
>
41 anos |
5 |
0,4 |
|
|
|
Campo de Intervenção Profissional |
3ª
Idade |
226 |
16,5 |
|
|
Ação
Social |
352 |
25,7 |
|
|
|
Crianças
e Jovens |
197 |
14,4 |
|
|
|
Educação/formação |
35 |
2,6 |
|
|
|
Empresas |
9 |
0,7 |
|
|
|
Ensino
e investigação |
9 |
0,7 |
|
|
|
Habitação |
20 |
1,5 |
|
|
|
Justiça |
12 |
0,9 |
|
|
|
Saúde |
297 |
21,7 |
|
|
|
Deficiência
e Reabilitação |
84 |
6,1 |
|
|
|
Múltiplas
áreas de Intervenção |
32 |
2,3 |
|
|
|
Sector Laboral |
Público |
637 |
46,5 |
|
|
Privado |
656 |
47,9 |
|
|
|
Ambos (público e privado) |
76 |
5,6 |
|
|
|
Vencimento Bruto |
Sem
rendimentos |
5 |
0,4* |
|
|
<
S.M.N. |
17 |
1,2 |
|
|
|
S.M.N.
(505€) |
7 |
0,5 |
|
|
|
505€
a 600€ |
23 |
1,7 |
|
|
|
600€
a 800€ |
120 |
8,8 |
|
|
|
800€
a 1.000€ |
263 |
19,2 |
|
|
|
1
000€ a 1 200€ |
271 |
19,8 |
|
|
|
1
200€ a 1 500€ |
347 |
25,3 |
|
|
|
1
500€ a 2 000€ |
232 |
16,9 |
|
|
|
>
2 000€ |
84 |
6,1 |
|
|
|
Satisfação com o Vencimento |
Sim |
127 |
9,3 |
|
|
Não |
1018 |
74,4 |
|
|
|
Mais
ou menos |
224 |
16,4 |
|
|
|
Avaliação do Ambiente de Trabalho |
Muito
Bom |
210 |
15,3 |
|
|
Bom |
557 |
40,7 |
|
|
|
Satisfatório |
481 |
35,1 |
|
|
|
Mau |
65 |
4,7 |
|
|
|
Muito
Mau |
9 |
0,7 |
|
|
|
Avaliação das Condições Materiais de Trabalho |
Muito
Boas |
125 |
9,1 |
|
|
Boas |
419 |
30,6 |
|
|
|
Satisfatórias |
597 |
43,6 |
|
|
|
Más |
195 |
14,2 |
|
|
|
Muito
Más |
33 |
2,4 |
|
|
|
Nota. *Assistentes
sociais que exerciam atividade profissional não remunerada (e.g., cargos
diretivos, conhecidos pelo Instituto da Segurança Social como “trabalhadores
por conta de outrem não remunerados). |
|
Amostra
O tamanho da amostra
foi calculado através da fórmula para populações finitas e variável
qualitativa, recorrendo-se a uma amostra aleatória simples (Sarmento,
2008, p. 25), que garante um nível de confiança e precisão aceitáveis.
Assume-se um universo de 14875 que reflete, de acordo com Branco (2009), o número global de licenciados em serviço social, em
Portugal[6]. O nível de respostas (n = 1369) foi acima da dimensão exigida
estatisticamente. Calculou-se o nível de precisão, cuja margem de erro foi de,
aproximadamente, 2,5%.
A amostra do
estudo (Tabela 2) foi constituída por assistentes sociais
maioritariamente do sexo feminino (94%), com idades compreendidas entre 22 e os
69 anos. A média etária situava-se nos 39 anos (DP = 8,99; Moda = 34). A
habilitação académica mais frequente era a licenciatura (63,8%), sendo que
36,2% detinham uma pós-graduação, mestrado, doutoramento ou pós-doutoramento.
No que respeita à atividade profissional possuíam, em termos médios, 12,99 anos
de experiência (DP = 8,28),
encontrando-se a exercer funções maioritariamente no domínio da ação social
(25,7%), saúde (21,7%) ou gerontologia (16,5%), distribuídos, de forma muito
idêntica, pelo sector público (46,5%) e privado (47,9%). Em termos de
vencimento bruto, 68,1% auferia rendimentos mensais superiores a 1 000 euros.
Porém, 74,4% revelava não estar satisfeita com o seu vencimento. O ambiente de
trabalho foi avaliado como sendo “bom” (40,7%) e as condições materiais
disponibilizadas para o exercício das suas funções como “satisfatórias”
(43,6%).
Validade
De forma a averiguar se existiria a
possibilidade de se proceder à análise das correlações do conjunto de itens, através
da análise fatorial, estudámos o valor de medida de adequabilidade através do Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy (KMO)[7] e do teste de Bartlett[8]. No estudo em presença,
encontramos um KMO de 0,88 e no teste
de Bartlett, um valor significativo inferior a 0,001. Assim, uma vez que ambos
apresentam valores aceitáveis, existem condições para a realização de uma
análise fatorial. Prosseguiu-se com a extração a partir dos 17 itens da Escala
UWES, através da análise fatorial exploratória (Tabela 3).
|
Variação Total da Análise de Componentes
Principais |
|
|||
|
|
Valores próprios iniciais |
|
||
|
Componente |
Total |
%
da Variância |
Cumulativo
% |
|
|
1 |
10,341 |
60,8 |
60,8 |
|
|
2 |
1,410 |
8,3 |
69,1 |
|
|
3 |
1,046 |
6,2 |
75,3 |
|
|
4 |
0,838 |
4,9 |
80,2 |
|
|
5 |
0,717 |
4,3 |
84,4 |
|
|
6 |
0,522 |
3,1 |
87,5 |
|
|
7 |
0,381 |
2,2 |
89,7 |
|
|
8 |
0,337 |
2,0 |
91,7 |
|
|
9 |
0,312 |
1,8 |
93,6 |
|
|
10 |
0,256 |
1,5 |
95,1 |
|
|
11 |
0,218 |
1,3 |
96,4 |
|
|
12 |
0,182 |
1,1 |
97,4 |
|
|
13 |
0,170 |
1,0 |
98,4 |
|
|
14 |
0,093 |
0,5 |
99,0 |
|
|
15 |
0,083 |
0,5 |
99,5 |
|
|
16 |
0,048 |
0,3 |
99,7 |
|
|
17 |
0,044 |
0,3 |
100,0 |
|
|
Nota. Método de
Extração: Análise de Componentes Principais. |
|
Para determinar o número de componentes a
incluir na análise utilizou-se o critério de Kaiser (exclui as componentes cujos
valores próprios são inferiores a 1), cumprindo-se o critério de que os fatores
devem explicar aproximadamente 70% da variação total observada nas variáveis
originais. São retidos três fatores, que explicam 75,3% da variação total
observada nas 17 variáveis originais. De seguida apresenta-se o diagrama Scree Plot (Figura 1).
Atendendo a que “os valores próprios representados em relação ao número de
fatores a reter, são os que correspondem à maior inclinação de recta, ou seja,
a um maior afastamento entre valores próprios” (Pestana
& Gageiro, 2000, p. 399), o scree
plot da fatorização corrobora os três fatores, o que é coincidente com a
proposta dos autores.
FIGURA 1. Scree Plot dos Componentes da UWES. [Clique aqui para
abrir]
A Tabela 4 apresenta a
matriz dos componentes após rotação varimax, salientando-se os fatores
associados a cada uma das variáveis.
O Fator I, resultante da análise fatorial
exploratória, integra todos os itens da dimensão “dedicação” (2, 5, 7, 10 e
13), mas integra também 3 itens do “vigor” (1,4 e 8) e 3 itens da “absorção”
(3, 6 e 11). O Fator II integra os itens 9, 15 e 17, sendo que estes dois
últimos pertencem à dimensão do “vigor” e o primeiro à dimensão de “absorção”.
Por fim, o Fator III integra os itens 12, 14 e 16, sendo o primeiro relativo à
dimensão “vigor” e os restantes à dimensão “absorção”. Para esta análise dos
dados foi tido em consideração o defendido por Costello e Osborne (2005), designadamente o facto da constituição de cada
fator ter um mínimo de 3 itens, um valor de saturação fatorial dos itens
superior a 0,30 e a não existência de saturações duplas.
Os resultados corroboram a estrutura fatorial
proposta pelos autores da escala, com três dimensões, não se corroborando o
agrupamento de itens das dimensões.
|
Rotação Varimax de Componentes Principais da PSS |
|
|||
|
Matriz
de Componentesa |
|
|||
|
|
Componente |
|
||
|
1 |
2 |
3 |
|
|
|
1. No meu trabalho sinto-me chei@ de
energia |
0,853 |
0,145 |
0,217 |
|
|
2. Acho que o meu trabalho tem muito
significado e utilidade |
0,615 |
0,522 |
0,090 |
|
|
3. O tempo passa a voar quando estou a
trabalhar |
0,821 |
0,235 |
0,185 |
|
|
4. No meu trabalho sinto-me com força e
energia |
0,920 |
0,218 |
0,132 |
|
|
5. Estou entusiasmad@ com o meu trabalho |
0,893 |
0,310 |
0,127 |
|
|
6. Quando estou a trabalhar esqueço tudo o
que se passa à minha "volta" |
0,488 |
0,256 |
0,380 |
|
|
7. O meu trabalho inspira-me |
0,766 |
0,393 |
0,254 |
|
|
8. Quando me levanto de manhã apetece-me
ir trabalhar |
0,848 |
0,273 |
0,172 |
|
|
9. Sinto-me feliz quando estou a
trabalhar intensamente |
0,430 |
0,651 |
0,014 |
|
|
10. Estou orgulhos@ do que faço neste
trabalho |
0,618 |
0,562 |
0,099 |
|
|
11. Estou imers@ no meu trabalho |
0,598 |
0,541 |
0,259 |
|
|
12. Sou capaz de ficar a trabalhar por
períodos de tempo muito longos |
0,445 |
0,363 |
0,640 |
|
|
13. O meu trabalho é desafiante para mim |
0,704 |
0,279 |
0,437 |
|
|
14. “Deixo-me ir” quando estou a
trabalhar |
0,561 |
0,364 |
0,637 |
|
|
15. Sou uma pessoa com muita resistência
mental no meu trabalho |
0,170 |
0,808 |
0,256 |
|
|
16. É-me difícil desligar do meu trabalho |
0,031 |
0,088 |
0,832 |
|
|
17. No
meu trabalho sou sempre perseverante (não desisto), mesmo quando as coisas
não estão a correr bem |
0,179 |
0,850 |
0,301 |
|
|
Nota. aA rotação
convergiu em 3 iterações. Método de extração: Análise de Componentes
Principais. Método de rotação: Varimax
com Normalização Kaiser |
|
Fiabilidade
Afim de procurar validar a adaptação da UWES-17 à população de
assistentes sociais portugueses, realizou-se uma análise das características
psicométricas da escala, tendo-se testado a sua consistência interna (fiabilidade)
através do Alfa de Cronbach, que
pondera o rácio existente entre a variância total dos 17 itens que compõem a UWES-17 e a variância de cada um dos itens. Autores vários (Davis,
1964; Kaplan & Saccuzzo, 1982; Murphy
& Davidsholder, 1988; Nunnally, 1978) têm
definido critérios de recomendação de fiabilidade estimada para o Alfa de
Cronbach, estimando intervalos considerados aceitáveis para a utilização de
escalas científicas (Tabela
5).
|
Critérios de Recomendação de Fiabilidade Estimada para o Alfa de
Cronbach |
|
||
|
Autor |
Condição |
Alfa considerado aceitável |
|
|
Davis (1964, p. 24) |
Previsão individual |
Acima de 0,75 |
|
|
Previsão para grupos de
25-50 |
Acima de 0,5 |
|
|
|
Kaplan e Saccuzzo (1982, p. 106) |
Investigação fundamental |
0,7-0,8 |
|
|
Investigação aplicada |
0,95 |
|
|
|
Murphy
e Davidsholder (1988, p. 89) |
Fiabilidade inaceitável |
< 0,6 |
|
|
Fiabilidade baixa |
0,7 |
|
|
|
Fiabilidade moderada a elevada |
0,8-0,9 |
|
|
|
Fiabilidade elevada |
> 0,9 |
|
|
|
Nunnally (1978, p. 245-246) |
Investigação preliminar |
0,7 |
|
|
Investigação fundamental |
0,8 |
|
|
|
Nota. Adaptado de Peterson (1994). |
|
Os autores responsáveis pelos estudos relativos à UWES-17 (Demerouti, Bakker, Janssen, & Schaufeli, 2001; Montgomery, Peeters, Schaufeli, & Den Ouden, 2003; Salanova et al., 2000; Schaufeli
& Bakker, 2004; Salanova, Brescó, &
Schaufeli, 2005; Salanova, Carrero, Pinanzo, &
Schaufeli, 2003; Salanova, Grau, Llorens, &
Schaufeli, 2001) determinaram a sua consistência interna dentro do
intervalo 0,91-0,96 (Schaufeli & Bakker, 2009,
p. 13).
Dos resultados da aplicação do Alfa de Cronbach à UWES-17 constata-se que esta escala apresenta um bom coeficiente
de consistência interna, com um valor de 0,95. O valor mínimo do Alfa de Cronbach (0,95) foi verificado no item “5. Estou entusiasmad@ com o meu trabalho” e o mais elevado (0,96)
no item “16. É-me difícil desligar do meu trabalho”, conforme Tabela
6. Este valor revela, pois, que estamos perante um instrumento cujo grau de
consistência e fiabilidade interna é adequado dado encontrar-se dentro dos
limites estabelecidos pelos autores.
|
TABELA 6 Estatística Descritiva e Alfa de Cronbach |
|
||||||
|
|
Média |
Desvio Padrão |
Média da escala se o item for excluído |
Variância
da escala se o item for excluído |
Correlação
item-total corrigida |
Alfa de
Cronbach se o item for excluído |
|
|
UWES-APS-1 |
4,13 |
1,48 |
66,05 |
400,56 |
0,73 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-2 |
4,98 |
1,38 |
65,21 |
406,50 |
0,68 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-3 |
4,65 |
1,53 |
65,53 |
402,73 |
0,67 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-4 |
4,11 |
1,54 |
66,08 |
394,47 |
0,81 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-5 |
3,97 |
1,64 |
66,21 |
389,08 |
0,84 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-6 |
3,78 |
1,81 |
66,4 |
395,66 |
0,66 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-7 |
3,82 |
1,75 |
66,37 |
386,85 |
0,81 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-8 |
3,65 |
1,89 |
66,54 |
383,93 |
0,79 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-9 |
4,08 |
1,69 |
66,1 |
395,51 |
0,71 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-10 |
4,44 |
1,60 |
65,74 |
393,43 |
0,79 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-11 |
4,19 |
1,59 |
66,00 |
394,78 |
0,77 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-12 |
4,02 |
1,70 |
66,17 |
397,25 |
0,68 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-13 |
4,03 |
1,80 |
66,16 |
385,56 |
0,81 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-14 |
3,94 |
1,72 |
66,24 |
390,22 |
0,78 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-15 |
4,17 |
1,58 |
66,01 |
402,59 |
0,65 |
0,95 |
|
|
UWES-APS-16 |
3,71 |
1,84 |
66,47 |
413,44 |
0,39 |
0,96 |
|
|
UWES-APS-17 |
4,53 |
1,51 |
65,66 |
404,69 |
0,64 |
0,95 |
|
|
|
|
|
|
|
No que concerne ao Alfa de Cronbach das três dimensões (“vigor”,
“dedicação” e “absorção”), os valores apurados na UWES-17 aplicada a
assistentes sociais são superiores à UWES-17 (Tabela 7). A
dimensão na qual se verifica um Alfa de Cronbach substancialmente superior é na
“absorção” na qual a UWES-17 apresenta um Alfa de Cronbach de 0,83 e na UWES-17
aplicada a assistentes sociais um valor de 0,92, acima do intervalo enunciado
para a UWES-17 estabelecido entre 0,79 – 0,88 (Schaufeli
& Bakker, 2009, p. 21). Deste modo, considera-se que os dados são
aceitáveis como unidimensionais em cada uma das dimensões, apresentando todas
elas um nível de consistência adequado na amostra em estudo.
|
TABELA 7 Alfa de Cronbach das Escalas do UWES-17 vs. UWES-17 Aplicada a
Assistentes Sociais |
|
||
|
|
UWES-17 (N
= 12 161) * |
UWES-17 no presente estudo (N
= 1 369) |
|
|
Vigor |
0,82 |
0,89 |
|
|
Dedicação |
0,89 |
0,91 |
|
|
Absorção |
0,83 |
0,92 |
|
|
Total |
0,93 |
0,94 |
|
|
Nota. *Adaptado de Schaufeli e Bakker (2009,
p. 21). |
|
Recorreu-se ao t-teste
para confirmar a significância das diferenças entre dimensões. Na Tabela 8 são apresentados os valores da média, do erro padrão e
do desvio padrão dos resultados obtidos na UWES-17 aplicada a assistentes
sociais em comparação com os dados apresentados pela UWES-17. As médias
observadas nas três dimensões encontram-se acima de 4 pontos (“uma vez por semana”), numa escala de 0
(“nunca”) até 6 (“todos os dias”), sendo o ponto médio 3
(“algumas vezes por mês”). O nível
total do engagement quer da UWES-17
como da UWES-17 aplicada a assistentes sociais estão acima do ponto médio (3),
revelando valores semelhantes entre si.
|
TABELA 8 Média, Erro Padrão e Desvio Padrão das Dimensões
do UWES-17 e da UWES-17 Aplicada a Assistentes Sociais |
|
|||||||
|
|
UWES-17 (N = 12 161) * |
|
UWES-17 no presente estudo (N = 1 369) |
|
||||
|
Média |
Erro Padrão |
Desvio Padrão |
Média |
Erro
Padrão |
Desvio
Padrão |
|
||
|
Vigor |
4,24 |
0,01 |
1,09 |
|
4,10 |
0,03 |
1,28 |
|
|
Dedicação |
4,33 |
0,01 |
1,36 |
|
4,25 |
0,04 |
1,42 |
|
|
Absorção |
3,77 |
0,01 |
1,28 |
|
4,06 |
0,03 |
1,27 |
|
|
Total |
4,10 |
0,01 |
1,11 |
|
4,13 |
0,03 |
1,33 |
|
|
Nota. *Adaptado de Schaufeli e Bakker (2009,
p. 30). |
|
Além da observação da média, desvio e erro padrão, realizou-se a
comparação das percentagens de scores[9].
Constatou-se (Tabela 9) que tanto no score total da UWES-17 como da UWES-17 aplicada a assistentes
sociais, mais de metade dos trabalhadores detinham um score principal de 5 ou 6: 59,1% (UWES-17) e 61,2% (UWES-17
aplicada a assistentes sociais) dos trabalhadores selecionaram as respostas “algumas vezes por semana” (5) ou “todos os dias” (6). Relativamente às
opções “algumas vezes por ano” (1) e
“uma vez ou menos por mês” (2) quer a
UWES-17 quer a UWES-17 aplicada no nosso estudo apresentaram valores residuais
de 4,2% e 7,6% respetivamente. Tais resultados evidenciam não existirem
diferenças substanciais nos scores de
engagement entre escalas.
|
TABELA 9 Scores de Distribuição em Percentagens da UWES-17
e da UWES-17 no Presente Estudo |
|
||||||||
|
UWES-17 (N = 12 161) * |
|
UWES-17 no presente estudo (N = 1 369) |
|
||||||
|
Vigor |
Dedicação |
Absorção |
Score Total |
Vigor |
Dedicação |
Absorção |
Score Total |
|
|
|
0,6 |
1,3 |
2,0 |
0,7 |
|
1,5 |
2,0 |
1,9 |
1,2 |
|
|
2,5 |
3,9 |
6,6 |
3,5 |
|
6,1 |
6,8 |
5,8 |
6,4 |
|
|
9,4 |
9,7 |
16,3 |
11,8 |
|
11,8 |
9,9 |
11,4 |
11,8 |
|
|
22,1 |
18,0 |
25,2 |
24,9 |
|
27,2 |
23,0 |
31,4 |
19,2 |
|
|
Nota. *Adaptado de Schaufeli e Bakker (2009,
p. 30). |
|
Após a verificação da distribuição dos scores em percentagens, efetuou-se uma análise aos indicadores
estatísticos da média, desvio e erro padrão dos scores normativos para as
três dimensões. Também aqui não se verificaram discrepâncias expressivas entre
os valores da UWES-17 e da UWES-17 no presente estudo (Tabela
10). Destaca-se, no entanto, os valores da média da UWES-17 no presente
estudo ligeiramente superiores. Contudo, estes não comprometem a adequação das
características psicométricas da escala aplicada.
|
TABELA 10 Scores Normativos para o UWES-17 e a UWES-17 no
Presente Estudo |
|
|||||||||
|
|
UWES-17 (N = 2 313) * |
|
UWES-17 no presente estudo (N = 1 369) |
|
||||||
|
|
Vigor |
Dedicação |
Absorção |
Score Total |
Vigor |
Dedicação |
Absorção |
Score Total |
|
|
|
Média |
3,99 |
3,81 |
3,56 |
3,82 |
|
4,60 |
4,72 |
4,51 |
4,65 |
|
|
Desvio padrão |
1,11 |
1,31 |
1,18 |
1,10 |
|
1,31 |
1,38 |
1,29 |
1,28 |
|
|
Erro
padrão |
0,01 |
0,01 |
0,01 |
0,01 |
|
0,04 |
0,04 |
0,03 |
0,03 |
|
|
Nota. *Adaptado de Schaufeli e Bakker (2009,
p. 32). |
|
Para a fixação de normas estatísticas standard para a UWES-17, os autores (Schaufeli
& Bakker, 2009) elencaram um conjunto de cinco categorias: “muito
baixo”, “baixo”, “médio”, “alto” e “muito alto”. A Tabela 11
mostra a definição e atribuição de intervalos para estas cinco categorias. Esta
classificação foi motivada, entre outras características psicométricas, pela
distribuição dos itens e considerando
a preocupação com a mensuração do erro padrão.
|
TABELA 11 Categorização dos Scores da UWES-17 |
|
||||
|
|
UWES-17 (N = 2313) |
|
|||
|
Vigor |
Dedicação |
Absorção |
Score Total |
|
|
|
Muito Baixo |
≤ 2,17 |
≤ 1,60 |
≤ 1,60 |
≤ 1,93 |
|
|
Baixo |
2,18 – 3,20 |
1,61 – 3,00 |
1,61 – 2,75 |
1,94 – 3,06 |
|
|
Médio |
3,21 – 4,80 |
3,01 – 4,90 |
2,76 – 4,40 |
3,07 – 4,66 |
|
|
Alto |
4,81 – 5,65 |
4,91 – 5,79 |
4,41 – 5,35 |
4,67 – 5,53 |
|
|
Muito Alto |
≥ 5,61 |
≥ 5,80 |
≥ 5,36 |
≥ 5,54 |
|
|
Nota. *Adaptado de Schaufeli e Bakker (2009,
p. 32). |
|
Tendo por base os valores de referência fixados podemos afirmar que
o score das variáveis “vigor” e “dedicação”
da UWES-17 no presente estudo, assim como o seu score total, apresentam valores médios de 4,60, 4,72 e 4,65
respetivamente, integrando-se na categorização “médio”. Destaca-se, no entanto,
que a classificação da variável “absorção” é “alta” na medida em que o seu score apresenta o valor médio de 4,51. A
análise realizada aos scores vem,
também, validar os anteriores testes, permitindo garantir que a UWES-17
apresenta características psicométricas consideradas muito boas em comparação
com a UWES-17, pelo que se revela um instrumento adequado para aferir o nível
de engagement dos assistentes sociais
em Portugal.
No intuito de analisar as relações estabelecidas entre as dimensões
da UWES, recorremos ao cálculo dos coeficientes de correlação de Pearson, cujos valores encontrados
expressos na Tabela 12 denotam uma associação
significativamente positiva, na medida em que as correlações entre as dimensões
apresentam-se dentro dos intervalos estabelecidos pelos autores (Salanova et al., 2000; Schaufeli
et al., 2002; Schaufeli, Martinez, Marques Pinto,
Salanova, & Bakker, 2002).
|
TABELA 12 Coeficientes de Correlação de Pearson da UWES-17 e UWES-17 Aplicado a
Assistentes Sociais Portugueses |
|
||||
|
|
UWES-17 (N = 12 631) * |
UWES-17 no
presente estudo (N = 1 369) |
|
||
|
Total |
Média |
Intervalo |
Total |
|
|
|
Vigor - Dedicação |
0,93 |
0,94 |
0,82 – 0,99 |
0,86** |
|
|
Dedicação - Absorção |
0,85 |
0,91 |
0,75 – 0,94 |
0,81** |
|
|
Vigor - Absorção |
0,86 |
0,90 |
0,73 – 0,99 |
0,83** |
|
|
Nota. *Adaptado de Schaufeli e Bakker (2009,
p. 24). **p < 0,01. |
|
Dado que estatisticamente as correlações são significativas quando p < 0,01, afere-se que as três
dimensões da UWES-17 no nosso estudo estão intimamente correlacionadas entre si.
A correlação mais elevada observa-se entre o “vigor” e a “dedicação” (0,86) e a
mais baixa entre a “dedicação” e a “absorção” (0,81). A alta correlação entre
as três dimensões (Tabela 10) e os valores adequados do
Alfa de Cronbach, tanto para o total da escala como para as dimensões “vigor”,
“dedicação” e “absorção” (Tabela 7) da UWES-17 no presente
estudo.
Este estudo realizou-se com o objetivo de avaliar os itens e as respetivas dimensões da Utrecht Work Engagement Scale (UWES-17)
de Schaufeli e Bakker (2009), aplicada a
assistentes sociais a exercerem funções em Portugal. Para tal foram analisados
e comparados os valores do Alfa de Cronbach, média, erro e desvio padrão, bem
como a distribuição e classificação dos scores da UWES-17 aplicada a
assistentes sociais com a UWES-17. Relativamente ao Alfa de Cronbach (UWES-17 =
0,93; UWES-17 no presente estudo = 0,952) verificou-se que o instrumento tem um
elevado grau de fiabilidade. Quer as dimensões, quer os 17 itens que compõem a escala detêm uma consistência interna
classificada como muito boa, de acordo com diferentes autores (Davis,
1964; Kaplan & Saccuzzo, 1982; Murphy & Davidsholder, 1988; Nunnally,
1978). Quando analisadas os resultados das médias, erros e desvios padrão
da UWES-17 do presente estudo e comparados com os da UWES-17, não foram identificados
valores discrepantes significativos. No que respeita à análise dos scores, também não foram identificadas
discordâncias entre os dados obtidos na UWES-17 e na UWES-17 no presente
estudo. Os scores das variáveis
“vigor” e “dedicação”, assim como do score
total, apresentam valores dentro da média. O score da variável “absorção” classifica-se como elevado.
A análise fatorial exploratória confirmou o número de
dimensões do estudo original, mas apresentou resultados diferentes no agrupamento
dos itens de cada dimensão. Parafraseando Siegert et al. (1987),
não podemos deixar de referir que a distribuição dos itens pelas dimensões pode
variar consoante as populações. Mais, uma vez que todos os itens avaliam o engagement, pode acontecer alguma
interpenetração entre os diferentes domínios. Talvez esta diferença também
possa estar relacionada com os conteúdos dos itens. Por exemplo, o item 12 (“Sou capaz de ficar a trabalhar por períodos
de tempo muito longos”), segundo os autores da escala pertence à dimensão
vigor, no entanto, no nosso estudo, surge juntamente com dois itens da dimensão
absorção, que parecem ter ligação de conteúdo (Item 14 – “Deixo-me ir quando estou a trabalhar” e Item 16 – “É-me difícil desligar do meu trabalho”).
É ainda de referir, que segundo o Manual UWES (Schaufeli
& Bakker, 2009) a alta correlação entre as três dimensões pode levar a
que se considere um modelo unidimensional para esta escala. Aliás, tal como é
possível confirmar no presente estudo as três dimensões da UWES-17 estão
intimamente correlacionadas entre si.
Após o apuramento das suas características
psicométricas afirma-se que a UWES-17 aplicada a assistentes sociais pode ser
considerada um instrumento válido de medição do nível do engagement dos assistentes sociais a exercerem funções em Portugal.
Espera-se que a adaptação e validação desta escala
possa estimular não só o interesse pela teorização acerca do envolvimento no
trabalho, como também servir de ferramenta para a promoção do comportamento
organizacional positivo e da prevenção do burnout
no campo da intervenção social.
Conflito de interesses: nenhum.
Fontes de financiamento: nenhuma.
Abdallah,
T. (2009). Prevalence and predictors of burnout among palestinian social
workers. International
Social Work, 52(2), 223-233. [Google Scholar] [CrossRef]
Angst,
R., Benevides-Pereira, A., & Porto-Martins, P. (2009). UWES manual - português BR [UWES
manual - portuguese BR]. Rio de Janeiro: GEPEB - Grupo de
Estudos e Pesquisas sobre Estresse e Burnout. [Google Scholar]
Bakker,
A. B., Schaufeli, W. B., Leiter, M. P., & Taris, T. W. (2008). Work
engagement: An emerging concept in occupational health psychology. Work & Stress, 22(3),
187-200. [Google Scholar] [CrossRef]
Branco,
F. (2009). A profissão de assistente social em Portugal [The social work
profession in Portugal]. Locus
SOCI@L, 3, 61-89. [Google Scholar] [Url]
Carrera,
J. (2011). Stress
e burnout: Um estudo de caso de assistentes sociais que trabalham com idosos em
IPSS’s [Stress and burnout: A case study
of social workers working with elderly people at Private Institutions of Social
Solidarity] (Master´s thesis, Instituto Superior de Ciências Sociais e
Políticas). [Google Scholar]
[Handle]
Collins,
S. (2008). Statutory social workers: Stress, job satisfaction, coping, social support
and individual differences. British
Journal of Social Work, 38(6), 1173-1193. [Google Scholar] [CrossRef]
Costello,
A. B., & Osbourne, J. W. (2005). Best practices in exploratory factor
analysis: Four recommendations for getting the most from your analysis. Practical Assessment, Research and
Evaluation, 10(7), 1-9. [Google Scholar] [Url]
Csikszentmihalyi,
M. (1990). Flow:
The psychology of optimal experience. New York, NY: Harper
and Row. [Google Scholar]
Davies,
R. L. (1998). Stress
in social work. London: Jessica Kingsley Publishers. [Google Scholar]
Davis,
F. B. (1964). Educational
measurements and their interpretation. Belmont, CA: Wadsworth
Publishing Co. [Google Scholar]
Demerouti,
E., Bakker, A. B., Jonge, J., Janssen, P. P. M., & Schaufeli, W. B. (2001).
Burnout and engagement at work as a function of demands and control. Scandinavian Journal of Work,
Environment & Health, 27(4), 279-286. [Google Scholar] [CrossRef]
Durán,
M. A., Extremera, N. E., & Rey, L. (2005). Burnout y engagement en el marco
de la experiencia piloto para la adaptación a los créditos europeos
[Institutions Burnout and engagement in the framework of the pilot experience
for the adaptation to the European credits of Social Solidarity]. In J. R.
Martínez & R. G. Mira (Eds.), Psicología
social y problemas sociales (Vol. 4.,
pp. 741-749). Madrid: Biblioteca Nueva. [Google Scholar]
Extremera,
N., Durán, M., & Rey, L. (2005). La inteligencia emocional percibida y su
influencia sobre la satisfacción vital, la felicidad subjetiva y el
"engagement" en trabajadores de centros para personas con
discapacidad intelectual [Perceived emotional intelligence and its influence on
life satisfaction, subjective happiness and "engagement" in workers
of centers for people with intellectual disabilities]. Ansiedad y Estrés, 11(1), 63-73. [Google Scholar] [ResearchGate]
Fong,
T. C., & Ng, S. (2012). Measuring engagement at work: Validation of the
chinese version of the Utrecht Work Engagement Scale. International Journal of Behavioral Medicine, 19(3),
391-397. [Google Scholar] [CrossRef]
Galán,
A. A., & Fernández, G. L. (2009) Inteligencia emocional y burnout en
profesionales de la intervención social y comunitaria [Emotional intelligence
and burnout in professionals of social and community intervention]. In P. F.
Berrocal (Ed.), Avances
en el estudio de la inteligencia emocional (pp. 173-178). Málaga: Fundación
Marcelino Botín. [Google Scholar]
Hamama,
L. (2012). Burnout in social workers treating children as related to
demographic characteristics, work environment, and social support. Social Work Research, 36(2),
113-125. [Google Scholar] [CrossRef]
Kahn,
W. A. (1990). Psychological conditions of personal engagement and disengagement
at work. The
Academy of Management Journal, 33(4), 692-724. [Google Scholar] [CrossRef]
Kaplan,
R. M., & Saccuzzo, D. P. (1982). Psychological
testing: Principles, applications and issues. Monterey, California:
Brooks/Cole Publishing Company. [Google Scholar]
Kim,
H., Ji, J., & Kao, D. (2011). Burnout and physical health among social
workers: A three-year longitudinal study. Social Work, 56(3),
258-268. [Google Scholar] [CrossRef]
Lloyd,
C., King, R., & Chenoweth, L. (2002). Social work, stress and burnout: A
review. Journal
of Mental Health, 11(3), 255-265. [Google Scholar] [CrossRef]
Lonne,
R. L. (2003). Social workers and human service practitioners. In M. F. Dollard,
A. H. Winefield, & H. R. Winefield (Eds.), Occupational stress in the service
professions (pp. 281-310). London:
Taylor and Francis. [Google Scholar] [Url]
Malheiro,
J. (2010). A satisfação laboral e a confiança organizacional em três empresas
de tecnologias da informação: Um estudo exploratório [Job satisfaction and
organizational confidence in three information technology companies: An
exploratory study]. In E. Vaz & V. Meirinhos (Eds.), Recursos Humanos: Das teorias às boas
práticas. Porto: Editorial Novembro.
Martínez,
I. M. M., & Salanova, M. (2003). Niveles de burnout y engagement en estudiantes
universitarios: Relación con el desempeño y desarrollo profesional [Levels of
burnout and engagement in university students: Relationship with performance
and professional development]. Revista
de Educación, 2003(330), 361-384. [Google Scholar] [Url]
Martins,
J. (2013). Validação
da Versão Portuguesa do Questionário Utrecht Work Engagement para medir o
engagement no trabalho nos profissionais dos cuidados de saúde primários [Validation of the Portuguese version of the Utrecht Work
Engagement Questionnaire to measure work engagement in primary care
professionals] (Unpublished master’s thesis). ISCTE, Lisboa. [Google Scholar]
Maslach,
C., & Leiter, M. P. (1997). The
truth about burnout: How organizations cause personal stress and what to do
about it. San Francisco, CA: Jossey-Bass. [Google Scholar]
Montgomery,
A. J., Peeters, M. C. W., Schaufeli, W. B., & Ouden, M. D. (2003).
Work-home interference among newspaper managers: Its relationship with Burnout
and engagement. Anxiety,
Stress & Coping, 16(2), 195-211. [Google Scholar] [CrossRef]
Murphy,
K. R., & Davidsholder, C. O. (1988). Psychological testing: Principles and
applications. Englewood Cliffs, New Jersey: Prentice Hall. [Google Scholar]
Nunnally,
J. C. (1978). Psychometric
theory. New York, NY: McGraw-Hill. [Google Scholar]
Pestana,
M. H., & Gageiro, J. N. (2000). Análise
de dados para ciências sociais [Data analysis
for the social sciences]. Lisboa: Edições Sílabo. [Google Scholar]
Peterson,
R. A. (1994). A meta-analysis of Cronbach's coefficient alpha. Journal of Consumer Research, 21(2),
381-391. [Google Scholar] [CrossRef]
Ramiro,
B. (2014). Una aproximación a la influencia de la inteligencia emocional
percibida en su relación con los niveles de burnout y engagement en el
desempeño del trabajo social [An approach to the influence of emotional
intelligence perceived in its relationship with the levels of burnout and
engagement in the performance of social work]. Revista Internacional de Trabajo
Social y Bienestar, 3, 123-131. [Google Scholar] [Url]
Salanova,
M., Brescó, E., & Schaufeli, W. B. (2005). Hacia un modelo espiral de las
creencias de eficacia en el estudio del burnout y del engagement [Towards a
spiral model of efficacy beliefs in the study of burnout and engagement]. Ansiedad y Estrés, 11(2-3),
215-231. [Google Scholar] [Url]
Salanova,
M., Carrero, V., Pinanzo, D., & Schaufeli, W. B. (2003). Job
characteristics and proactive behaviour: The mediating role of job engagement. Journal of Occupational and
Organizational Psychology, 17, 199-210. [Google Scholar]
Salanova,
M., Grau, R., Llorens, S., & Schaufeli, W. B. (2001). Exposición a las tecnologías
de la información, burnout y engagement: El rol modulador de la autoeficacia
profesional [Exposure to information technologies, burnout and engagement: The
modulating role of professional self-efficacy]. Revista de Psicología Social
Aplicada, 11(1), 69-89. [Google Scholar] [Url]
Salanova,
M., Schaufeli, W. B., Llorens, S., Peiró, J. M., & Grau, R. (2000). Desde
el "burnout" al "engagement": Una nueva perspectiva [From
"burnout" to "engagement": A new perspective]. Revista de Psicología del Trabajo y de las
Organizaciones, 16(2), 117-134. [Google Scholar] [Url]
Sarmento,
M. (2008). Guia
prático sobre a metodologia científica para a elaboração, escrita e
apresentação de teses de doutoramento, dissertações de mestrado e trabalhos de
investigação aplicada [Practical
guide on the scientific methodology for the preparation, writing and
presentation of doctoral theses master's dissertations and applied research
works] (2nd ed.). Lisboa: Universidade Lusíada Editora. [Google Scholar]
Schaufeli,
W. B., & Bakker, A. (2003). UWES -
Utrecht work engagement scale. Utrecht: Utrecht University -
Occupational Health Psychology Unit. [Google Scholar] [Url]
Schaufeli,
W. B., & Bakker, A. B. (2004). Job demands, job resources, and their
relationship with burnout and engagement: A multi-sample study. Journal of Organizational Behavior, 25(3),
293-315. [Google Scholar] [CrossRef]
Schaufeli,
W. B., & Bakker, A. (2009). UWES -
Escala de Engagement no Trabalho de Utrecht [Utrecht work engagement scale]. Maringá: GEPEB - Grupo de Estudos e
Pesquisas sobre Estresse e Burnout. [Google Scholar] [Url]
Schaufeli,
W. B., Martinez, I. M., Pinto, A. M., Salanova, M., & Bakker, A. B. (2002).
Burnout and engagement in university students: A cross national study. Journal of Cross-Cultural Psychology, 33(5),
464-481. [Google Scholar] [CrossRef]
Schaufeli,
W. B., Salanova, M., Gonzalez-Romá, V., & Bakker, A. B. (2002). The
measurement of engagement and burnout and: A two sample confirmatory factor
analytic approach. Journal
of Happiness Studies, 3(1), 71-92. [Google Scholar] [CrossRef]
Siegert,
R. J., McCormick, I. A., Taylor, A. J. W., & Walkey, F. H. (1987). An
examination of reported factor structures of the General Health Questionnaire
and the identification of a stable replicable structure. Australian Journal of Psychology, 39(1),
89-100. [Google Scholar] [CrossRef]
Takeda,
F., Yokoyama, E., Miyake, T., & Ohida, T. (2002). Mental health and job
factors in social workers at social welfare offices. Journal Occupational Health, 44(6),
385-390. [Google Scholar] [CrossRef]
ⓘ PhD. Elaboração de análise
estatística. Centro de Administração e
Políticas Públicas, Instituto
Superior de Ciências Sociais e Políticas, Portugal.
ⓘ PhD St. Elaboração do trabalho. Centro de Investigação e Estudos em Sociologia, ISCTE-Instituto Universitário de Lisboa, Portugal.
ⓘ PhD St. Elaboração do trabalho. Centro Lusíada de Investigação em Serviço Social
e Intervenção Social, Instituto Superior
de Serviço Social de Lisboa, Universidade Lusíada Lisboa, Portugal.
ⓘ PhD. Contribuiu significativamente para a revisão e discussão do trabalho.
Universidade Lusófona do Porto, Portugal.
[1]
O conceito de engagement é
relativamente recente. É da autoria de Kahn que, em 1990, o cunhou no artigo Psychological
conditions of personal engagement and disengagement at work. Até o momento ainda não existe, em
português, um termo que abranja a natureza do conceito e que permita traduzi-lo
de forma clara. Por isso, uma aproximação possível seria “envolvimento”.
[2] Atualmente,
existe, também uma versão de UWES- 15 e UWES-9 itens.
[3] Recorremos à utilização do
símbolo “@” na aplicação da UWES-17 (passando, por exemplo, a afirmação: “No meu trabalho sinto-me cheio de energia”
a estar constituída como “No meu trabalho
sinto-me chei@ de energia”) a fim de garantir uma linguagem inclusiva que
contemplasse não só as categorias de homem / mulher como as restantes que
integram o espectro não-binário.
[4]
Nomeadamente,
ao nível da licenciatura em serviço social/política social, a exercerem funções
em Portugal.
[5] A consistência interna representa
a média das correlações entre todas as questões do questionário.
[6] Embora os dados
fossem apenas uma estimativa realizada no ano de 2009, estes eram, até ao
momento, os únicos existentes a nível nacional.
[7] “O KMO perto de 1
indica coeficientes de correlação parciais pequenos, enquanto que valores
próximos de zero indica que a análise fatorial pode não ser uma boa ideia,
porque existe uma correlação fraca entre as variáveis” (Pestana & Gageiro, 2000, p.
397). O KMO compara as correlações
simples com as correlações parciais observadas entre as mesmas. Os valores de
KMO podem variar de 0 a 1, sendo que a partir de 0,7, se considera aceitável o
valor para analise fatorial; de 0,5 a 0,7 é considerado aceitável; de 0,7 a 0,8
é considerado bom; de 0,8 a 0,9 é ótimo; e acima de 0,9 é considerado soberbo (Malheiro, 2010).
[8] Neste teste, sempre que o valor do Qui-quadrado é
significativo (< 0,001), as correlações entre as variáveis são adequadas
para a análise fatorial. Este “testa a
hipótese de a matriz das correlações ser a matriz de identidade, cujo
determinante é igual a 1.” (Pestana & Gageiro, 2000, p. 251).
[9] Schaufeli e Bakker (2009, p. 30) definiram os scores normativos de acordo com valores: de 0 a 0,99 (1 – “algumas vezes por ano”); de 1 a 1,99 (2
– “uma vez ou menos por mês”); de 2 a
2,99 (3 – “algumas vezes por mês”);
de 3 a 3,99 (4 – “uma vez por semana”);
de 4 a 4,99 (5 – “algumas vezes por
semana”); e de 5 a 6 (6 – “todos os
dias”).