Satisfacción Laboral

La conceptualización de la satisfacción laboral (SL) ha sido un tema ampliamente abordado en la literatura debido a su relevancia en el contexto laboral tanto para organizaciones públicas como privadas. La SL puede conceptualizarse como el grado en el que los individuos demuestran sentimientos, ya sea positivos o negativos, hacia su trabajo, hacia sus compañeros, o hacia el ambiente en el cual se desenvuelven (^{Pedraza, 2020a}). La literatura sugiere que un individuo con un alto nivel de satisfacción laboral es más probable que cuente con sentimientos positivos hacia su entorno laboral. Por otro lado, una persona insatisfecha puede manifestar actitudes y emociones negativas relacionadas con su entorno, por lo que la SL de los individuos sugiere una combinación de distintos aspectos tanto fisiológicos, psicológicos, como contextuales, pudiendo influir en que una persona pueda o no expresar satisfacción hacia su entorno laboral (^{Anwar y Abdullah, 2021}).

La posibilidad de que los individuos puedan expresar su nivel de satisfacción hacia su entorno laboral puede convertirse en una estrategia clave para la delineación y fomento de actitudes positivas, de motivación y de desempeño organizacional (^{Palacios et al., 2025}). Derivado de esta importancia, la academia ha motivado el desarrollo de diversos modelos y teorías que ayuden a fundamentar el diseño de estrategias que promuevan una mayor satisfacción y compromiso de los empleados hacia las organizaciones (^{Bashir y Gani, 2019}; ^{Galvan et al., 2024}).

^{Ucedo y Cambillo (2021)}, mediante un análisis factorial confirmatorio y mínimos cuadrados de libre escala, validaron la escala unidimensional de 15 ítems para satisfacción laboral propuesta por ^{Warr, Cook y Wall (1979)} en 242 docentes de educación superior. De manera consistente, ^{Galván (2023)} confirmó su validez y confiabilidad en una muestra de 319 trabajadoras, por medio de ecuaciones estructurales por mínimos cuadrados parciales. Por su parte, ^{Galván y Esquinca (2019)} sugieren una validación adecuada para una escala unidimensional, la cual consta de 23 ítems sugeridos por ^{Meliá y Peiró (1989)} aplicado a 150 trabajadores.

Responsabilidad social del universitario

La importancia de la responsabilidad social se ha acrecentado en los últimos años debido al papel que desempeñan en la mejora del nivel de competitividad y sostenibilidad de las organizaciones en un entorno cada vez más dinámico e interconectado (^{Guadamud y Velazco, 2022}). Esta conceptualización integra de forma mas amplia el impacto que tienen las actividades empresariales sobre el entorno social en el cual se desenvuelven, motivando así a las IES a diseñar iniciativas que puedan contribuir a un mayor desarrollo social, pudiendo lograr así una transformación efectiva y abordar las distintas problemáticas sociales, tales como la inequidad, la exclusión y la sostenibilidad (^{Santos et al., 2020}; ^{Vergara et al., 2020}).

El papel que desempeñan las IES resulta clave para lograr una transformación efectiva. Por lo cual, el concepto de responsabilidad social universitaria (RSU) se encuentra orientado hacia una política de calidad, buscando una alineación entre los aspectos de la gestión educativa, la enseñanza, la investigación, aunado a la vinculación social, delineados por los valores y compromisos que tienen estas instituciones con sus distintos grupos de interés de los cuales forma parte (^{Santos et al., 2020}). De este modo, las IES pueden considerarse como agentes de cambio a través de las cuales es posible lograr un mayor bienestar social, ya que en ellas es donde se están formando los futuros lideres del mañana, quienes deberán ser capaces de enfrentar con éxito los distintos retos que sugiere el proceso globalizador y el desarrollo económico, promoviendo cada vez más el desarrollo sostenible (^{Abo-Khalil, 2024}; ^{Bautista, Orduña y Perez, 2022}).

Derivado de la importancia que tienen las IES en la transformación social, estas instituciones deben ser conscientes de la relevancia de ofrecer una formación integral en sus estudiantes, la cual, sea capaz de ir más allá del interés individual, promoviendo en todo momento la responsabilidad social como una estrategia competitiva, por medio de la cual, sea posible la generación de soluciones orientadas a mejorar el bienestar de la sociedad, a la vez que se fortalecen y fomentan los valores, logrando así una integración holística de la comunidad universitaria con la sociedad (^{Santos et al., 2020}).

A lo largo de la literatura se mencionan dos conceptos que están muy relacionados entre sí, la responsabilidad social universitaria y la responsabilidad social del universitario. El primero de ellos se orienta hacia la institución de educación superior, la cual forma en sus aulas a personas comprometidas con el entorno en el cual se desenvuelven, motivando y fortaleciendo los valores individuales (^{García et al., 2016b}; ^{Pegalajar, Martínez y Burgos, 2021}). El segundo concepto se encuentra centrado en el individuo, en donde se destaca su capacidad para actuar de forma consciente, a la vez que reflexiona de forma crítica y asume un compromiso social activo y solidario (^{Pegalajar, Martínez y Burgos, 2021}; ^{Blaique et al., 2023}).

La relevancia que tiene la responsabilidad social del universitario se hace cada vez más evidente para lograr una transformación social, por lo cual, a lo largo de la literatura se han desarrollado diversas investigaciones que la abordan. Una de ellas es la desarrollada por ^{García et al. (2016)}), quienes proponen una escala multidimensional de 20 ítems por medio de cuatro constructos (compromiso con los demás y el entorno, descubrimiento personal de los valores, formación de la responsabilidad social, y el planteamiento del ejercicio profesional desde el compromiso social), la cual fue validada mediante una muestra de 404 estudiantes. Los resultados de estos autores fueron confirmados tanto en validez como en confiabilidad dentro del contexto universitario por ^{Pegalajar, Martínez y Burgos (2021)}, así como por ^{Romero et al. (2020)}. Por otra parte, ^{Blaique et al. (2023)} validaron una escala unidimensional, la cual consta de 18 ítems, los cuales abordan la conciencia de la responsabilidad social, la cual fue validada por medio de una muestra de 533 estudiantes universitarios.

Compromiso Organizacional

El estudio del compromiso organizacional (CO) ha cobrado relevancia ante los retos que enfrentan las organizaciones para retener una fuerza laboral eficiente y comprometida (^{Andavar, Ali, y Ali, 2020}; ^{Demir, 2020}). El CO puede definirse como el vínculo psicológico mediante el cual los individuos asumen y hacen propias las responsabilidades dentro de la organización, convirtiéndose en un factor clave que influye positivamente en la satisfacción laboral, el logro de objetivos, el desempeño organizacional, las actitudes, el involucramiento, la retención del personal y la eficiencia (^{Bashir y Gani, 2019}; ^{Pedraza, 2020}; ^{Robbins, De Cenzo y Coulter, 2013}; ^{Junça y Rodrigues, 2024}; ^{Demir, 2020}).

A lo largo de la literatura, diversos modelos han abordado la medición del compromiso organizacional, siendo uno de los más aceptados el propuesto por ^{Allen y Meyer (1990)}, adoptado en este estudio. Este modelo distingue tres dimensiones: el compromiso afectivo, vinculado con el apego emocional e identificación del empleado con la organización; el compromiso de continuidad basado en el reconocimiento de los costos asociados al dejar la organización; y el compromiso normativo, sustentado en un sentido de obligación moral de permanecer en ella (^{Meyer y Allen, 1991}; ^{Estrada y Gallegos, 2021}).

El modelo propuesto por Allen y Meyer consta de una escala multidimensional de 24 ítems, la cual fue validada con una muestra de 250 empleados. La validación de esta escala, así como los hallazgos, han sido respaldados por las investigaciones desarrolladas por ^{Minh (2020)} y ^{Gassas y Salem (2023)}, quienes realizaron una validación de 18 ítems con muestras de 547 y 412 empleados respectivamente. Por otra parte, ^{López e Ibarra (2019)} adaptaron una versión reducida de 15 ítems de la escala propuesta por Allen y Meyer, la cual se base en las tres dimensiones base, logrando como resultado validez y confiabilidad en una muestra de 30 empleados.

Población y muestra

Instrumento de recolección de datos

La recolección de datos se realizó por medio de un cuestionario electrónico distribuido entre los meses de septiembre y octubre de 2024. Se utilizó una escala Likert de cinco puntos, con las opciones que iban de Totalmente en desacuerdo (1) a Totalmente de acuerdo (5). El instrumento incluyó cinco preguntas sociodemográficas (edad, sexo, carrera, años desde la última experiencia laboral y área de dicha experiencia), lo que permitió generar el perfil de los participantes.

Por otro lado, las variables estuvieron constituidas de la siguiente manera (Tabla 1), satisfacción laboral se evaluó a través de quince ítems considerando principalmente las escalas propuestas por ^{Warr, Cook y Wall et al. (1979)}, ^{Ucedo y Cambillo (2021)}, y ^{Galván (2023)}. En este sentido, se optó por utilizar esta escala debido a que responde adecuadamente al propósito de la medición, es decir, la intención del estudio no es descomponer el constructo en dimensiones o aspectos múltiples, sino que se busca obtener una valoración global desde una perspectiva basada en cada participante. Esta escala, al ser una herramienta que caracteriza a la variable en una forma unidimensional, posibilita captar de una manera más directa y sencilla la percepción general que las personas tienen sobre su experiencia laboral, esto sin una necesidad latente de fragmentar el análisis en múltiples factores, lo que resulta funcional cuando el interés es identificar actitudes generales, más que profundizar en cada componente.

Por otro lado, la escala utilizada ofrece ventajas en términos predictivos dentro del modelo de análisis, debido a que al concentrarse en una medición unidimensional, facilita el establecimiento de relaciones con las otras variables de investigación, lo cual es anticipado por los propios autores al señalar que, bajo ciertos contextos, utilizar una variable de una sola dimensión llega a ser más conveniente cuando se pretende obtener una evaluación general o medir una variable de resultado. Así mismo, indican que incluir una medida de escalas múltiples puede generar una desventaja al contener ítems con significado redundante, principalmente cuando se considera a la satisfacción laboral total como un todo (^{Warr, Cook y Wall, 1979}), tal cual es el presente caso.

Con respecto a la responsabilidad social del universitario, esta se conformó por cuatro constructos con un total de veintiún ítems tomando en consideración las medidas propuestas por ^{García et al. (2016)}, ^{Romero, Coreas y Severino (2020)}, ^{Pegalajar, Martínez y Burgos (2021}), y ^{Blaique et al. (2023)}, quedando los constructos de la siguiente manera: compromiso con los demás (seis ítems), valores (cinco ítems), responsabilidad social (cinco ítems), y compromiso social (cinco ítems). El compromiso organizacional se evaluó por un total de veinticinco ítems y tres constructos, tomando en consideración las aportaciones de ^{Allen y Meyer (1990)}, ^{Minh (2020)}, y ^{Gassas y Salem (2023)}, los constructos quedaron de la siguiente manera, compromiso afectivo (ocho ítems), compromiso de continuidad (ocho ítems), compromiso normativo (nueve ítems).

Método de análisis de datos

El método de análisis se desarrolló a partir de un estudio cuantitativo, transversal, exploratorio y no experimental, con el propósito de desarrollar y validar una escala para evaluar la responsabilidad social del universitario (RSU), el compromiso organizacional (CO) y la satisfacción laboral (SL). El modelo propuesto se estructuró en segundo orden para las variables independientes (responsabilidad social del universitario y compromiso organizacional), y en primer orden para la variable dependiente (satisfacción laboral), todos reflectivos. Un modelo reflectivo se caracteriza porque los indicadores son las distintas manifestaciones o representaciones de la variable latente que se pretende medir, es decir, el efecto de causalidad fluye desde el constructo hacia sus indicadores, y la modificación o eliminación de alguna de las medidas no altera la naturaleza de la variable (^{Armas, 2022}).

En la etapa inicial se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) utilizando SPSS y el método de extracción por máxima verosimilitud, con el fin de identificar los ítems que mejor representaran cada constructo a partir de un conjunto amplio de medidas (^{Hair et al., 2009}; ^{Lloret et al., 2014}). El análisis integró: una prueba de normalidad de los datos, la evaluación de la confiabilidad mediante el Alfa de Cronbach, un análisis de correlaciones para detectar multicolinealidad, la prueba de esfericidad de Bartlett y KMO para la adecuación muestral, el cálculo de comunalidades, la varianza total explicada, y el análisis de factores rotados para determinar la estructura factorial y las cargas de los ítems.

Posteriormente, se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando el software SmartPLS4, con el propósito de confirmar o ajustar los resultados obtenidos en el afe. En esta etapa se evaluaron: la confiabilidad mediante las cargas factoriales; la validez convergente a través del valor medio extraído (AVE); la confiabilidad de consistencia interna mediante el Alfa de Cronbach y la confiabilidad compuesta (CR); la validez discriminante, utilizando el criterio de Fornell-Larcker y el índice Heterotrait-Monotrait (HTMT), con el fin de verificar la distinción entre los constructos.

Posteriormente, se procedió a evaluar la confiabilidad y validez de las variables latentes de segundo orden (Responsabilidad Social del Universitario y Compromiso Organizacional) para asegurar que la conformación de cada variable a través de sus dimensiones (ahora sus nuevos indicadores) sea válida. Para la generación de los indicadores de cada variable jerárquica se utilizó el método de dos etapas, y después se analizaron las cargas, el Alfa de Cronbach y el CR, la validez convergente a través del AVE, y la validez discriminante (Fornell-Larcker y HTMT).

Finalmente, se presentó la bondad de ajuste del modelo. En este sentido, se indica que el índice de ajuste empleado en ecuaciones estructurales basado en la covarianza (CB-SEM) no puede aplicarse directamente en ecuaciones estructurales basado en la varianza (PLS-SEM), ya que ambos enfoques se basan en principios metodológicos distintos. Por un lado, PLS-SEM opera bajo un enfoque causal-predictivo y explicativo, mientras que, el CB-SEM se utiliza comúnmente para la confirmación de teorías (^{Hair et al., 2019}; ²⁰²²; ^{Schweickardt, 2023}). Dado que el presente estudio opera bajo un enfoque predictivo y explicativo de la variable dependiente, se examinan los valores del coeficiente de determinación R2 para establecer el poder explicativo; el coeficiente de Q2 (Stone-Geisser’s) y RMSE (Root Mean Square Error) junto con el punto de referencia del modelo de regresión lineal (LM) para medir la capacidad predictiva; y de manera adicional, se presentan los valores del SRMR y de las pruebas de ajuste exacto basados en la distancia d_ULS y d_G (^{Hair et al., 2022}; ^{Schweickardt, 2023}; ^{Guenther et al., 2023}).

Análisis Descriptivo de Datos

El cuestionario incluyó cinco preguntas sociodemográficas: edad, sexo, carrera, años desde la última experiencia laboral y el área de dicha experiencia. Los resultados muestran una participación equilibrada entre hombres (49.1 %) y mujeres (50.9 %), lo que reduce posibles sesgos de percepción por sexo. En cuanto a la edad, 86 % de los encuestados tiene entre 21 y 25 años, lo que indica que en su mayoría son recién egresados de licenciatura. Las carreras más representadas fueron Contaduría Pública (47.9 %), Administración (32.1 %), Tecnologías de la Información (17 %) y Economía (3 %).

Los participantes cuentan con una experiencia laboral de entre uno (64.2 %) y dos años (12.5 %) principalmente, lo que implica que están en los inicios de su inserción laboral, mientras que las principales áreas en donde han trabajado son actividades de contabilidad (36.2 %) y administración (30.6 %), alineándose con las carreras de estudio de la mayoría de los participantes (80 %), mientras que las actividades de tecnología resultan en menor cantidad (9.1 %), y las actividades en economía no se mencionaron.

Análisis Factorial Exploratorio (AFE)

Como parte de los resultados, se menciona que no se presentan datos ausentes, lo que permite incrementar los niveles de confiabilidad (^{Hair et al., 2009}); por otro lado, no se presentan problemas relevantes con la asimetría (-1.743 a 0.036) y la curtosis (-1.254 a 1.981) de los constructos, ya que los valores no se alejan en gran medida de los niveles recomendados para escalas Likert (+/- 2) (^{Lloret et al., 2014}; ^{Rodríguez et al., 2023}). Con relación a la desviación estándar (0.661 a 1.422), los valores generados son cercanos al nivel recomendado de 1 (^{Hair et al., 2014}; ^{Rodríguez et al., 2022}), por lo que se considera apropiado continuar con el análisis.

Al evaluar la confiabilidad de consistencia interna (Tabla 2), se presentan valores satisfactorios para el Alfa de Cronbach de todos los constructos (C= 0.795, V= 0.898, RS= 0.856, CS= 0.873, CA= 0.930, CC= 0.920, CN= 0.905, SL= 0.938), de acuerdo con lo recomendado (>0.700) por ^{Hair et al. (2022)}. Respecto al análisis de multicolinealidad, y tomando en consideración los valores muy bajos (<0.300), bajos (0.300 a 0.500), medios (0.500 a 0.700), y altos (0.700 a 0.900) (^{Pérez y Medrano, 2010}; ^{Rodríguez et al., 2022}), las correlaciones entre los ítems resultaron de baja a alta para satisfacción laboral, baja a media para compromiso con los demás, muy baja a alta para valores, muy baja a media para responsabilidad social, muy baja a alta para compromiso social, media a alta para compromiso afectivo, muy baja a alta para compromiso de continuidad, y muy baja a alta para compromiso normativo.

Por otro lado, el test de esfericidad de Bartlett y el KMO indican niveles de interrelación satisfactorias (SL=0.9400; RSU= 0.928; CO= 0.943) y significativas (<0.05) entre los ítems de cada variable de acuerdo con el 0.700 recomendado (^{Lloret et al., 2014}). En cuanto a las comunalidades, estas se consideran de bajas a altas para todas las variables, tomando en cuenta los valores de <0.40 (bajo), 0.50 (modesto), >0.60 (alto) (^{Hair et al., 2009}; ^{Lloret et al., 2014}), lo que permite obtener 53.81 % de la explicación total de la varianza (ETV) para SL con un solo constructo y con cargas significativas superiores a 0.512; 60.42 % para RSU con cuatro constructos (compromiso con los demás, valores, responsabilidad social, compromiso social) y con cargas significativas superiores a 0.504, a excepción de los ítems RS2, CS1, CS2. Así mismo, se obtiene 61.89 % de explicación para CO con tres constructos (compromiso afectivo, compromiso de continuidad, compromiso normativo) y con cargas significativas superiores a 0.544, a excepción de CA4.

Para las medidas mencionadas que no alcanzaron el 0.500 generalmente recomendado para las cargas, se indica que estos cuatro ítems cumplen con el criterio de cargas factoriales significativas en muestras superiores a 250, por lo que se decide mantenerlos al no afectar al Alfa de Cronbach (n>250, carga mínima 0.350) (^{Ayvaz y Kurulgan, 2024}; ^{Dirgantoro, Soesanto y Yanti, 2024}). No obstante, sí se recomienda la eliminación de los ítems SL10, C5, C6, CN1 dado a que su contribución es limitada para alcanzar los valores satisfactorios.

Análisis Factorial Confirmatorio (AFC)

Para llevar a cabo el AFC, se hace uso del método de mínimos cuadrados parciales (PLS), técnica utilizada para la validación de escalas de medida que busca minimizar el error, generando así interpretaciones más acertadas (^{Ibarra y Rodríguez, 2020}; ^{López y Álvarez, 2021}). Para la obtención de la significancia estadística, se utiliza el Bootstrapping con 5,000 iteraciones.

Respecto a los resultados del estudio (Tabla 3), se presentan cargas superiores a 0.548 para casi todos los ítems de los constructos considerándose así como significativas (^{Lloret et al., 2014}; ^{Urbiola, Estévez e Iraurgi, 2014}), a excepción de CN1 (0.471). Sin embargo, debido a que este ítem cumple con los criterios establecidos para considerar cargas factoriales significativas en muestras superiores a 150 participantes (n>150, carga mínima 0.45) (^{Jusoh et al., 2023}; ^{Ayvaz y Kurulgan, 2024}; ^{Dirgantoro, Soesanto y Yanti, 2024}), y dado que el Alfa de Cronbach obtenido para el constructo de compromiso normativo es de 0.903, se decide mantener dicha medida, por lo que el AVE de todos los constructos se mantiene por encima del 0.500 (0.525 a 0.654) recomendado para obtener la validez convergente en cada caso, es decir, para establecer una asociación adecuada entre los ítems de cada constructo (^{Afthanorhan, 2014}; ^{Hair et al., 2019}).

Con relación a la confiabilidad de consistencia interna, los valores del Alfa de Cronbach (0.810 a 0.944) y del índice de confiabilidad compuesta (CR= 0.813 a 0.944) se mantienen por encima del 0.700, considerándose como satisfactorios en todos los casos (^{Hair et al., 2009}, ²⁰²²). Mientras tanto, la validez discriminante que permite establecer la particularidad de cada constructo se presenta como satisfactorio de acuerdo a los criterios Fornell-Larcker (la varianza compartida de cada constructo con los demás constructos, es menor que el propio AVE) y HTMT (los valores se mantienen <0.900) (^{Guenther et al., 2023}; ^{Arango et al., 2023}). Para la obtención de los resultados antes mencionados, se requiere la eliminación de C1, C5, C6, V1, V3, CS1, CS2.

Análisis de Segundo Orden

Con la finalidad de ampliar el análisis de confiabilidad y validez del modelo, así como de sus medidas, se desarrollo un análisis de segundo orden para las variables de Compromiso Organizacional y de Responsabilidad Social del Universitario, las cuales quedan constituidas por los indicadores (dimensiones) de Compromiso Afectivo, Compromiso Normativo y Compromiso de Continuidad (Compromiso Organizacional), así como por Compromiso Social, Compromiso con los demás, Responsabilidad Social, y Valores (Responsabilidad Social del Universitario). Para llevar a cabo el análisis, y debido a que el modelo es reflectivo en el orden jerárquico, se evalúan las cargas, el Alfa de Cronbach, el CR, el AVE, y la validez discriminante (Tabla 4).

Con relación a las cargas, estas se mantienen por encima del 0.500 (0.557 a 0.872) para todas las medidas, considerándose como aceptables y significativas (^{Ayvaz y Kurulgan, 2024}; ^{Dirgantoro, Soesanto y Yanti, 2024}; ^{Jusoh et al., 2023}). Por su parte, la confiabilidad interna resulta satisfactoria con un Alfa de Cronbach entre 0.759 y 0.849, y un CR entre 0.750 y 0.849; así mismo, con un AVE entre 0.508 y 0.586 resultando también como satisfactorio (^{Guenther et al., 2023}; ^{Ringle et al., 2023}). Respecto a la validez discriminante, esta resulta con valores satisfactorios de acuerdo a los criterios de Fornell-Larcker y del HTMT (<0.617) (^{Guenther et al., 2023}; ^{Arango et al., 2023}).

Para la generación de los resultados antes mencionados, el constructo de Compromiso Afectivo tuvo una modificación en la cantidad de indicadores en el nivel de primer orden, reduciéndose progresivamente hasta alcanzar los valores adecuados que permitieran asegurar la fiabilidad de la variable latente en el segundo orden, cumpliendo al mismo tiempo con el criterio de conservar un mínimo de tres indicadores (CA5, CA7, CA8) dentro del factor (^{Hair et al., 2014}; ^{Benítez et al., 2024}; ^{Luna et al., 2023}; ^{Martínez y Torres, 2024}).

Evaluación del poder explicativo y predictivo del modelo y de la bondad de ajuste

En PLS-SEM, los índices de ajuste son distintos a los utilizados en CB-SEM, por lo que para ajustar los parámetros del modelo se establece el coeficiente de determinación R2 (poder explicativo), el coeficiente Q2 y RMSE (capacidad predictiva), y se presentan adicionalmente los valores de SRMR, d_ULS y d_G. En este sentido, el nivel de explicación que ofrecen las variables independientes respecto a la variable dependiente es del 42.5 % (R2) considerándose como moderada (^{Galván y Esquinca, 2019}), el poder predictivo Q2 resulta a un nivel medio (0.383) mientras que el RMSE (0.788) sugiere un poder predictivo alto para el segundo orden considerando el LM (^{Hair et al., 2022}; ²⁰¹⁹; ^{Schweickardt, 2023}). Por otra parte, el SRMR (0.063), la d_ULS (0.144), y la d_G (0.081) resultan adecuadas al 95 % (^{Guenther et al., 2023}). En la Figura 1 se muestra el modelo del estudio, mientras en el anexo 2 se presenta la escala final validada.

Figura 1 Modelo de Satisfacción Laboral 

Lo anterior contribuye a garantizar una medición válida y confiable del valor que los titulados otorgan a diversas condiciones laborales, tanto intrínsecas como extrínsecas, considerando su responsabilidad social y compromiso organizacional. Estos elementos permiten orientar acciones hacia una mayor productividad, permanencia e incremento de aspiraciones profesionales. Además de atender los objetivos de la Agenda 2030 en torno al trabajo decente y crecimiento económico, los resultados ofrecen información valiosa para que las universidades fortalezcan su intervención en el proceso de transición de sus egresados.

Fuente: elaboración propia por con base en los resultados de SmartPLS4.

Discusión de Resultados

La inserción laboral de los jóvenes egresados es un tema relevante para las universidades, las organizaciones, la sociedad y la Agenda 2030, dada su influencia en el progreso económico, estabilidad laboral, compromiso social y responsabilidad con el entorno (^{Baquero y Ruesga, 2019}; ^{ONU, 2023}, ²⁰²⁵; ^{OPS, 2025}). Diversos factores personales y contextuales afectan su adaptación, permanencia y satisfacción laboral (^{Martínez y González, 2021}; ^{Gutiérrez, Martos y Estepa, 2024}). Por ello, este estudio desarrolló y validó una escala para medir la responsabilidad social del universitario, el compromiso organizacional y la satisfacción laboral, mediante una revisión de literatura, una evaluación por expertos y una validación estadística.

De acuerdo con los resultados, la variable de satisfacción laboral se observa como una escala válida y confiable para la muestra analizada a través de los ítems seleccionados, coincidiendo con lo propuesto por ^{Warr, Cook y Wall (1979)}, ^{Ucedo y Cambillo (2021)}, y por ^{Galván (2023)}. La variable tiene un poder explicativo (R2) de 47.7 % considerando al resto de las variables de estudio, siendo superior al valor de 1.6 % expresado por ^{Galván (2023)}, pero muy semejante al 47 % obtenido por ^{Galván y Esquinca (2019)}. Con relación a las cargas factoriales generadas (>0.548), estas resultan semejantes a las obtenidas por ^{Galván y Esquinca (2019)} (>0.557), pero inferiores a las expresadas por ^{Galván (2023)} (>0.623).

Respecto a la confiabilidad de consistencia interna del constructo, el Alfa de Cronbach obtenido (0.944) se considera como satisfactorio (^{Hair et al., 2022}), al igual que el resultado presentado por ^{Galván y Esquinca (2019)} (0.946), ^{Ucedo y Cambillo (2021)} (0.867), ^{Galván (2023)} (0.934), y ^{Vargas, Alva y Tasayco (2022)} (0.947) quienes utilizan nueve dimensiones dentro de la escala. Sin embargo, los resultados son superiores a los de ^{Salessi (2022)} que utiliza una dimensión (0.870) y ^{Castañeda y Sánchez (2022)} (0.602 a 0.921) que utiliza ocho dimensiones.

Con relación a la variable de responsabilidad social del universitario, esta también se presenta como una escala válida y confiable a través de cuatro dimensiones, coincidiendo con lo dispuesto por ^{Romero, Coreas y Severino et al. (2020)}, Pegalajar, ^{Martínez y Burgos (2021)}, y por ^{García et al. (2016)}. No obstante, este último considera pertinente la agrupación de dos de las dimensiones (descubrimiento personal de los valores y compromiso social) para una mejor bondad de ajuste. La varianza total explicada a través de las cuatro dimensiones (60.42 %) resulta ser superior a la obtenida por ^{Pegalajar, Martínez y Burgos (2021)} (31.8 %), mientras que las cargas factoriales son superiores (>0.700) a las presentadas por ^{García et al. (2016)} (>0.458).

Para la confiabilidad de consistencia interna, los Alfa de Cronbach del estudio se presentan como satisfactorios (>0.810) en las cuatro dimensiones, al igual que lo presentado por Pegalajar, ^{Martínez y Burgos (2021)} (>0.714), por ^{Romero, Coreas y Severino (2020)} (>0.910), y por ^{Sarmiento, Severino y Santander (2021)} (>0.767). Por su parte, ^{Blaique et al. (2023)} también presenta un Alpha satisfactorio (0.902) pero con una sola dimensión, ^{García et al. (2016)} (>0.676) con tres, y ^{De la Calle, García y Giménez (2008)} (>0.932) con cinco. Para el caso de ^{Pegalajar, Martínez y Burgos (2021)} la dimensión de compromiso social es la que presenta un mayor Alpha, para ^{García et al. (2016)} es la dimensión de descubrimiento personal de valores, para ^{Sarmiento, Severino y Santander (2021)} es compromiso con los demás, y para el presente estudio resulta ser la formación de la responsabilidad social.

Finalmente, respecto a la variable de compromiso organizacional, la escala se presenta como válida y confiable con tres dimensiones, concordando con lo dispuesto por ^{Allen y Meyer (1990)}, ^{Minh (2020)}, ^{Gassas y Salem (2023)}, y ^{López e Ibarra (2019)}. Con relación a las cargas del estudio (CA>0.409, CC>0.449, CN>0.489) y a las cargas expuestas por ^{Allen y Meyer (1990)} (>0.450; >0.390, >0.430), resultaron semejantes para la dimensión de compromiso afectivo, superiores para la dimensión de compromiso de continuidad, y ligeramente superiores para compromiso normativo. Mientras tanto, para la confiabilidad de consistencia interna, el Alfa de Cronbach obtenido (CA: 0.931, CC: 0.920, CN: 0.903) fue superior a las presentadas por ^{Allen y Meyer (1990)} (CA: 0.870, CC: 0.750, CN: 0.790) y por López e Ibarra (2019) (CA: 0.683, CC: 0.894, CN: 0.841), mientras que ^{Salessi (2022)} presenta un Alpha inferior para compromiso afectivo (0.820), y ^{Vargas, Alva y Tasayco (2022)} presenta un Alpha global (0.838) también inferior.

Es así como, con base en los resultados obtenidos, se establece que las escalas seleccionadas para cada una de las variables del estudio resultan ser adecuadas y satisfactorias, presentando así un instrumento válido y confiable en donde cada constructo refleja un aspecto específico y diferenciado. El modelo propuesto sugiere una bondad de ajuste adecuada, lo cual puede sugerir la viabilidad en la aplicación del instrumento en futuras investigaciones.

Declaración de conflicto de interés

Los autores declaran que no existe ningún conflicto de interés financiero, profesional o personal que pudiera haber influido en los resultados ni en la interpretación de los datos presentados en este artículo.