Seguidamente, se llevó a cabo un AFC con miras a poner a prueba el modelo de tres factores correlacionados y 13 variables observables indicado por el AFE (Tabla 2). Para dicho análisis se empleó el método de estimación de la máxima verosimilitud y se calcularon diversos índices de ajuste, siguiendo las sugerencias de Byrne (2010). En este sentido, se optó por la combinación que reúne los índices χ², χ² relativo (CMIN/gl), índice de bondad de ajuste (GFI) y su variante ajustada (AGFI), índice de ajuste comparativo (CFI), y error de aproximación de la raíz cuadrada media (RMSEA). Lo esperable es que la prueba χ² no arroje valores significativos al nivel del 5%; que el índice CMIN/gl arroje valores menores a 3; que los índices GFI, AGFI y CFI alcancen un valor de .90 o superior; y que el índice RMSEA muestre valores por debajo de .08 (Schumacker & Lomax, 2004).

Los resultados obtenidos con el primer modelo probado (Modelo A, Tabla 3) no fueron plenamente satisfactorios. Si bien los índices de bondad de ajuste (GFI) y de ajuste comparativo (CFI) mostraron valores adecuados; el índice χ² fue significativo y la razón del χ² sobre los grados de libertad (CMIN/gl) arrojó valores superiores a los esperados.

Sumado a eso, el índice RMSEA fue mayor a lo sugerido. Tales indicadores demostraban que la estructura del modelo teórico propuesto era significativamente diferente a la indicada por la matriz de covarianza de los datos. Por lo tanto, se procedió a re-especificar el modelo examinando previamente las cargas factoriales, los índices de modificación y la matriz residual de la matriz de las predicciones de la covarianza y correlación (Hair, Black, Babin, Anderson & Tatham, 2006). En función de los resultados derivados de dicho examen, se decidió descartar tres ítems y volver a calcular el ajuste del modelo. Eliminar ítems para mejorar la estructura factorial de un instrumento constituye un recurso legítimo, habida cuenta que conserva la estructura general del modelo original, pero únicamente con los indicadores más convenientes (Kline, 2011). En este sentido, fueron eliminados los siguientes reactivos: ítem 2 ("Las políticas, objetivos y prácticas de mi empresa parecen tener poco en común"); ítem 4 ("En mi empresa se pide una cosa a los empleados, pero se recompensa otra"); e ítem 12 ("Cuando pienso en mi empresa me siento ansioso"). A continuación, se procedió a efectuar un segundo AFC, probando ahora un modelo conformado por 3 factores correlacionados y 10 variables observables (Modelo B, Tabla 3).

Tal como puede observarse en la Tabla 3, el Modelo B mostró un ajuste mejor en comparación al Modelo A; razón por la cual, se optó por conservarlo como definitivo. La estructura final de la versión adaptada de la escala de CO se muestra en la Figura 1.

Paralelamente, se procedió a estimar nuevamente la confiabilidad del instrumento, (integrado ahora por 10 ítems), a través del cálculo de los respectivos coeficientes alpha de Cronbach. Se obtuvieron valores adecuados de consistencia interna para las tres dimensiones del CO (Ideas Cínicas α = .93; Conductas Cínicas α = .96; Emociones Cínicas α = .89), así como para la escala total (CO α = .93).

Finalmente, la validez de constructo fue explorada mediante el cómputo de un conjunto de coeficientes de correlación entre el puntaje global de CO (y cada una de sus tres subescalas), con el resto de las variables descritas en el apartado Instrumentos (Método). El CO global correlacionó negativamente con los puntajes globales de confianza en la organización (r = -.41; p < .01); compromiso organizacional (r = -.35; p < .01); y satisfacción laboral (r = -.69, p < .01). Asimismo, se encontraron asociaciones estadísticamente significativas entre las tres facetas del CO y las subdimensiones que componen cada uno de los constructos explorados, tal como lo muestra la Tabla 4.

Como se desprende de la Tabla 4, las tres facetas que integran el CO (Ideas Cínicas, Conductas Cínicas y Emociones Cínicas), se correlacionan negativamente con las cinco dimensiones de la confianza en la organización (Promoción del crecimiento; Solidez organizacional; Reconocimiento financiero; Normativas de despido; Patrones éticos). Se observan, asimismo, vinculaciones negativas entre las facetas afectiva y normativa del compromiso organizacional, y las tres subescalas del CO. En lo que respecta al compromiso calculativo, si bien se asocia negativamente a las conductas y emociones cínicas, presenta correlaciones positivas con las ideas cínicas.

Los resultados muestran que a partir de la adaptación realizada se ha logrado una versión parsimoniosa, confiable y válida de la escala para medir CO en trabajadores argentinos. Se trata de una versión integrada por solo 10 ítems, que exploran las diferentes facetas del constructo CO con un alto nivel de homogeneidad y consistencia interna.

Con respecto a la validez estructural de la escala, los tres factores identificados a través del AFE y confirmados por los AFC, demuestran la naturaleza multidimensional del constructo. La estructura obtenida reproduce la solución trifactorial encontrada tanto por los autores del instrumento (Brandes et al., 1999), como la informada en estudios de validación previos (Bobbio et al., 2006; Karacaoğlu & İnce, 2012). En este caso, la versión argentina explora los factores rotulados como Ideas, Conductas y Emociones cínicas, respectivamente. El factor Ideas Cínicas incluye tres ítems referidos a las cogniciones sobre la deshonestidad e impericia de la organización; el factor Conductas Cínicas nuclea 4 ítems referidos a comportamientos críticos y sarcásticos, en tanto que el factor Emociones Cínicas agrupa 3 ítems referidos a sentimientos negativas hacia la empresa. Estos tres factores se relacionan significativamente entre sí, lo que indica que se trata de tres facetas de un mismo constructo. Sin embargo, tales interrelaciones no llegan a ser lo suficientemente importantes como para generar problemas de multicolinealidad (Kline, 2011).

La validez convergente de la escala queda demostrada a partir de la fuerza y dirección de las correlaciones obtenidas entre las tres dimensiones del CO y las restantes variables medidas. En este sentido, las asociaciones negativas entre CO y la confianza en la organización, no hacen más que confirmar que la desconfianza es uno de los pilares sobre los que se asienta el cinismo. Tales asociaciones armonizan también con la evidencia empírica publicada (Chiaburu et al., 2013; Kannan-Narasimhan & Lawrence, 2012; Kim, Bateman, Gilbreath & Andersson, 2009), la que señala que los empleados cínicos desarrollan una marcada suspicacia que impide sostener expectativas optimistas tanto sobre las personas (en este caso, líderes, supervisores, directivos organizacionales, etc.), como sobre los resultados de un evento (por ejemplo, el cambio organizacional). Mientras que los empleados confiados consideran que la empresa dejará de lado sus propios intereses a favor del colectivo, los cínicos se muestran convencidos que la organización actuará impulsada por intereses egoístas. La certeza sobre la falta de integridad, los predispone a dudar de cualquier acción que la empresa lleve a cabo y a sospechar que tras las razones explícitas existen motivaciones ocultas. En este sentido, por ejemplo, los cínicos creen que las organizaciones en las que trabajan no brindan oportunidades reales de crecimiento ni tampoco incentivan el desarrollo de sus carreras. Sumado a eso, consideran que su esfuerzo no es reconocido ni valorado económicamente a través del salario que perciben, llegando muchas veces a sentirse "explotados" por sus empleadores. En estas condiciones, es factible que sobrevenga un estado de malestar emocional, así como conductas críticas y despectivas hacia la organización (Salessi & Omar, 2014).

Las dimensiones de la confianza organizacional que se relacionan más negativamente con el CO son las referidas a las percepciones de solidez organizacional, de normativas en materia de despido y de los principios éticos de la empresa. En lo que hace a las percepciones de solidez organizacional, es factible presuponer que los cínicos desarrollarán ideas suspicaces respecto a la solvencia y estabilidad económica de la organización; y que frente a una inminente crisis financiera, se mostrarán convencidos que la organización es esencialmente egoísta. Tales creencias podrían retroalimentar emociones como el enojo y la irritación, además de motivar conductas críticas y quejumbrosas, lo que estaría explicando las correlaciones negativas entre esta dimensión de la confianza organizacional y las tres facetas del CO. Las percepciones de falta de normativas claras en materia de despido resultan coherentes si se considera que desde la perspectiva del cínico organizacional, un empleado puede ser despedido arbitrariamente porque los directivos tienden a basarse más en juicios personales, que en reglamentaciones legales. El estado de suspicacia e inseguridad que promueven tales ideas conlleva, inevitablemente, a un incremento de la afectividad negativa y a conductas displicentes contra la organización como una forma de lidiar con una situación que se considera injusta y deshonesta. Por último, las correlaciones negativas observadas entre la percepción de patrones éticos y las tres facetas del CO proporcionan nuevo apoyo empírico a los resultados comunicados previamente en la literatura. La teoría clásica sobre CO (Abraham, 2000; Andersson & Bateman, 1997; Dean et al., 1998), ha subrayado que el cínico tiene la firme convicción que la organización en la que trabaja no es ética; y que los principios de honestidad, justicia y equidad han sido socavados a favor de los intereses personales de la alta gerencia. Por lo que la certeza sobre la forma deshonesta e inescrupulosa con la que los directivos se manejan a la hora de alcanzar sus metas podría suscitar, lógicamente, un estado de enojo, irritación y pesimismo, acentuando la predisposición del cínico a reprochar y cuestionar las prácticas y políticas organizacionales.

En lo que hace a las relaciones entre el compromiso organizacional y el CO, no hay que perder de vista que los trabajadores cínicos tienen inconvenientes para entablar un vínculo afectivo con la organización empleadora. Tal como lo han destacado diversos autores (Rubin, Dierdorff, Bommer & Baldwin, 2009; Türköz, et al., 2013; Watt & Piotrowsky, 2008), los cínicos no logran identificarse con la cultura organizacional, ni pueden contribuir proactivamente para que la empresa alcance sus metas y objetivos. En lugar de desarrollar una ligazón emocional con la organización, los cínicos experimentan una amplia gama de sentimientos negativos, que van desde el enojo hasta la desesperanza, tal como lo indican las vinculaciones negativas entre el compromiso afectivo y la emocionalidad cínica. El hallazgo de asociaciones positivas entre las ideas cínicas y el compromiso calculativo, lejos de ser contradictorio se muestra en línea con la naturaleza misma de ambas dimensiones.

El compromiso calculativo se basa en un análisis especulativo por parte del empleado de los altos costos que le generaría dejar la organización. El trabajador permanece en su puesto porque la razón costo-beneficio le indica que si renuncia, perdería más de lo que ganaría (Omar, 2010). En el caso del cínico, a pesar de su malestar por su condición de miembro de una organización que, desde su punto de vista, es deshonesta e inescrupulosa, concluiría que los perjuicios superarían los beneficios que resultarían de su desvinculación voluntaria. Podría considerar, por ejemplo, que ha hecho grandes sacrificios personales, que su familia se vería seriamente damnificada, que en función de las alternativas del mercado laboral cuenta con escasas posibilidades de encontrar un nuevo trabajo, y similares. En cualquier caso, su decisión de continuar en la organización estaría fundada solo en la necesidad, y no en un deseo genuino de pertenecer y formar parte (lo que en palabras de Jorge Luis Borges se traduciría como "no nos une el amor, sino el espanto…"). Dicha situación queda demostrada por el hecho que, aún frente a niveles elevados de compromiso calculativo, subsisten el malestar emocional y las conductas negativas hacia la organización.

Finalmente, las correlaciones negativas entre los componentes del CO y la satisfacción laboral proporcionan sustento empírico a conjeturas anticipadas por publicaciones pioneras en la temática (Abraham, 2000; Andersson & Bateman, 1997). Se ha señalado, por ejemplo, que en un escenario signado por la desconfianza y la falta de deseo de ser parte de la organización en la que se trabaja prevalecerán las respuestas emocionales negativas. En un todo de acuerdo con tales especulaciones teóricas, los resultados obtenidos permiten señalar que los cínicos no experimentan satisfacción laboral, posiblemente por encontrarse en un ambiente en el que no se sienten a gusto y con el que no se vinculan positivamente.

Como todo trabajo empírico, el presente también entraña fortalezas y debilidades. Entre sus limitaciones 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 trabajadores argentinos. No obstante, en el intento de reducir el impacto de esta limitación, se procuró que la muestra incluyera empresas e instituciones de los más diferentes rubros y niveles de complejidad organizacional (Podsakoff et al., 2003 ). Otra de las debilidades del estudio podría estar vinculada con el carácter autodescriptivo de los instrumentos empleados para la recolección de datos, aspecto que podría haber generado algunos sesgos derivados de la varianza del método común, así como respuestas contaminadas por la deseabilidad social, considerando que es una temática sensible. En relación a este último aspecto, se tomaron todos los recaudos necesarios para garantizar el carácter anónimo del protocolo de recolección de datos y la confidencialidad de la información evitando, por ejemplo, que jefes y supervisores pudieran tener acceso a la información suministrada por sus subalternos.

Entre las fortalezas, resulta conveniente destacar que este trabajo constituye el primer intento de validar el constructo CO en un país latinoamericano, siendo el corolario de los esfuerzos que vienen llevándose a cabo en aras de explorar el tema en la región (Salessi, 2011; Salessi & Omar, 2014). Por lo que representa una contribución genuina para que otros investigadores se interesen por esta problemática y desarrollen estudios empíricos con el recurso de un instrumento con probadas propiedades psicométricas. La validación de la Escala de CO con muestras de sujetos argentinos deja abierta la posibilidad para llevar a cabo estudios de validación en otros países del subcontinente. Esta sería una vía idónea para verificar la validez transcultural del instrumento aquí presentado. Como agenda para futuros estudios, sería valioso realizar estudios comparativos entre empresas de diferentes países a efectos de explorar el impacto de la cultura nacional (operacionalizada a través de los valores culturales de sus miembros) sobre el desarrollo del cinismo, así como entre diferentes empresas de un mismo país a efectos de conocer el impacto de la cultura organizacional (operacionalizada a través de las prácticas de gerenciamiento de recursos humanos) sobre esta perjudicial actitud.

El CO constituye una peligrosa realidad que se ha infiltrado en las organizaciones contemporáneas, erosionando tanto sus cimientos como el bienestar de sus miembros. Tal es la magnitud que reviste esta problemática que, para algunos autores (Cartwright & Holmes, 2006), el CO constituye el nuevo paradigma de las relaciones laborales postmodernas. La actual realidad organizacional, signada por el énfasis en la eficiencia y el control ha impactado negativamente en los trabajadores, resultando en una disminución de la confianza y en una renuencia a invertir en la relación laboral. Como resultado, el nivel de desempeño y el compromiso con el trabajo se ven seriamente perjudicados, traduciéndose en última instancia en una pérdida de ingresos para las empresas. Frente a este panorama, es esperable que a las organizaciones les interese identificar rápidamente a los miembros cínicos, con miras a impedir que su eficacia y productividad se vean afectadas. De allí la necesidad de discutir las implicancias éticas consecuentes al uso de un instrumento para medir el CO. En este sentido, el propósito que ha impulsado el presente estudio no ha sido desarrollar una herramienta de control de la cual puedan servirse gerentes y directivos para sancionar e, incluso, desvincular a los empleados que presenten elevados niveles de cinismo. Por el contario, el fin perseguido ha sido dotar a los especialistas organizacionales de una herramienta diagnóstica que pueda proporcionar información para optimizar las condiciones de trabajo, mejorando la efectividad de la empresa y el bienestar de los empleados (Omar, Vaamonde & Uribe Delgado, 2012).

La escala de CO, lejos de haber sido desarrollada como un dispositivo de vigilancia del comportamiento de los empleados, o un recurso para proceder al castigo u hostigamiento de quienes informen altos niveles de suspicacia; ha sido concebida como un instrumento capaz de aportar información certera en aras de implementar políticas de gestión responsable de los recursos humanos. Se espera que la información proporcionada pueda capitalizarse para el diseño de intervenciones sobre algunos aspectos del funcionamiento de las organizaciones, como una forma de contribuir a la reducción de la desconfianza y el pesimismo. Entre tales aspectos, por ejemplo, se ha demostrado que la comunicación efectiva en torno a los cambios (Qian & Daniels, 2008), el comportamiento ético de las autoridades organizacionales (English & Chalon, 2011), la transparencia en las compensaciones de la alta gerencia (Welsh, Ganegoda, Arvey, Wiley & Budd, 2012), la responsabilidad social corporativa (Aqueveque & Encina, 2010), entre otros, son "antídotos" efectivos para contrarrestar el CO. En otras palabras, las organizaciones que promuevan la confianza en la gestión y se preocupen por crear un clima de integridad y justicia organizacional, se verán beneficiadas con empleados menos cínicos y desconfiados, y más comprometidos y satisfechos.

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Recibido: 30 de junio, 2014
Aceptado: 29 de julio, 2014