Construção e validação de uma medida de reputação das áreas de gestão de pessoas de organizações públicas brasileiras

Construcción y validación de una medida de reputación de las áreas de gestión de personas de organizaciones públicas brasileñas

Resumo

Este estudo trata do desenvolvimento de uma medida de reputação dos setores de gestão de pessoas da administração pública brasileira. Constituída de 61 itens distribuídos em 3 dimensões - confiança, credibilidade e qualidade -, a medida foi submetida a um processo de validação teórica, com participação de 6 juízes, e empírica, etapa que envolveu uma amostra de 308 respondentes de órgãos dos diversos poderes públicos. As análises estruturais sugeriram um impasse entre 2 modelos fatoriais - um deles com 1 fator e o outro, com 2 -, resolvido por meio de um modelo bifator, cujos resultados indicaram uma estrutura unifatorial composta por 19 itens, associados teoricamente à qualidade dos serviços prestados pelos setores de gestão de pessoas aos seus públicos internos e à credibilidade e confiança atribuídas por tais públicos àquele setor. Enfim, a medida de reputação obteve sustento teórico e empírico, podendo ser usada como indicador fidedigno e confiável em iniciativas de avaliação sobre a efetividade das unidades de gestão de pessoas no contexto de organizações públicas.

Palavras-chave:
gestão de pessoas; gestão de pessoas em organizações públicas; reputação de gestão de pessoas; reputação departamental; reputação organizacional

Abstract

Este estudio trata sobre el desarrollo de una medida de reputación para los sectores de gestión de personas de la administración pública brasileña. Constituida por 61 ítems distribuidos en tres dimensiones ‒confianza, credibilidad y calidad‒, la medida fue sometida a un proceso de validación teórica, con la participación de seis jueces, y empírica, esta etapa realizada con una muestra de 308 encuestados de organismos de diversos poderes públicos. Los análisis estructurales sugirieron un impasse entre dos modelos factoriales ‒uno con un factor, el otro con dos‒, resuelto a través de un modelo bifactorial, cuyos resultados indicaron una estructura unifactorial compuesta por 19 ítems teóricamente asociados a la calidad de los servicios prestados por los sectores de gestión de personas a sus públicos internos y a la credibilidad y confianza atribuidas por dichos públicos a ese sector. Finalmente, la medida de reputación obtuvo sustento teórico y empírico, pudiendo ser utilizada como un indicador fidedigno y confiable en iniciativas de evaluación de la efectividad de las unidades de gestión de personas en el contexto de las organizaciones públicas.

Palabras clave:
gestión de personas; gestión de personas en organizaciones públicas; reputación en gestión de personas; reputación departamental; reputación organizacional.

Abstract

This study deals with developing a reputation measure for the human resource units of the Brazilian public administration. The measurement model consists of 61 items distributed across three dimensions - trust, credibility, and quality. The measure was submitted to a process of theoretical validation - with the participation of six evaluators - and empirical validation - carried out with a sample of 308 respondents from governmental agencies. Structural analyses suggested an impasse between two models, one with one factor, the other with two, then resolved through a bifactor model, whose results indicated a unifactorial structure composed of 19 items theoretically associated with the quality of services provided by the human resource unit to employees and the credibility and trust attributed by employees toward the human resource unit. The findings supported the reputation measure obtained theoretical and empirical support and can be used as a reliable indicator in initiatives to evaluate the effectiveness of human resource areas in the context of public organizations.

Keywords:
human resource management; human resource management in public organizations; human resources reputation; departmental reputation; organizational reputation

1. INTRODUÇÃO

Apesar das iniciativas empreendidas no campo de Gestão de Pessoas (GP) no contexto da administração pública brasileira desde a década de 1990, diversos motivos impedem que setores responsáveis por essa matéria conquistem um patamar estratégico nas organizações, entre os quais se destacam os seguintes fatores: institucionais, como normas e legislações rijas e inúmeros mecanismos de controle externo; políticos, como falta de apoio da alta administração, influência de grupos sobre as ações de GP e descontinuidade administrativa; organizacionais, como resistência à mudança, distância do poder e centralização e baixo engajamento de gestores; e setoriais, como falta de recursos na unidade de gestão de pessoas, alto volume de atividades administrativas de pessoal e baixa reputação (Araújo, 2019; Côrtes, 2016; Fonseca & Meneses, 2016).

Sobre o último fator, próprio das unidades de gestão de pessoas, em especial no que se refere à reputação desses setores, estudos identificaram que, nas organizações brasileiras do Poder Executivo, a reputação está positivamente relacionada com a procura e a adesão às iniciativas de treinamento e capacitação oferecidas aos servidores, com a atuação do setor orientada aos resultados organizacionais, com a obtenção de recursos financeiros e com o aumento da autonomia da unidade para decidir e agir (Fonseca, 2013).

De modo similar, nos órgãos do Legislativo, há indícios de que a maior reputação da unidade de gestão de pessoas resulta em maior apoio decisório, maior disponibilização de recursos, aumento dos níveis de autonomia da unidade e aumento de sua inserção nas decisões estratégicas das casas legislativas (Côrtes, 2016).

Embora pouco pesquisado o assunto da reputação no nível das unidades organizacionais (Newburry, 2017; Veh, Göbel, & Vogel, 2018), depreende-se, dos estudos antes citados, que a reputação é uma condição para que os setores de GP consigam atuar estrategicamente, planejando ou implementando ações orientadas pelos resultados visados pelas organizações públicas (Camões, 2013). Assim, alguns estudos sugerem que os setores de GP e seus diversos públicos-alvo tendem a discordar da efetividade dos serviços de recursos humanos, sendo essa discrepância uma suposta razão para que os setores competentes, confiantes de sua boa reputação, não busquem aperfeiçoar os serviços que ofertam (Bartram, Stanton, Leggat, Casimir, & Fraser, 2007; Guest & Conway, 2011).

Nesses estudos, a premissa é que as políticas e as práticas dos setores de GP são, em parte, respostas às demandas e às expectativas de vários constituintes, tanto internos quanto externos à organização. A efetividade do setor seria resultado de quanto a unidade atende continuamente às expectativas de seus constituintes (Tsui, 1984), o que levaria a uma percepção de efetividade estável temporalmente. A partir desse ponto, esses constituintes, ou stakeholders, seriam capazes de prever as ações dos setores de GP. Esse é o fenômeno da reputação (Ferris et al., 2007; Tsui, 1990).

Assim, compreender a reputação dos setores de GP pode ser uma via de conquista de legitimidade a facilitar a institucionalização de suas políticas e práticas (Ferris et al., 2007). Por isso, é importante mensurá-la, para que possa ser também gerenciada. Além disso, por afetar o comportamento dos stakeholders e da própria organização, a reputação é vista como um ativo intangível e difícil de ser copiado, já que é algo que demora a ser construído, sendo de grande valia para os setores de pessoal, responsáveis pela condução administrativa do principal ativo das organizações (Vlašić & Langer, 2012).

Considerando que quase não há estudos e corpo teórico específicos sobre a reputação de recursos humanos (Ferris et al., 2007; Trullen, Stirpe, Bonache, & Valverde, 2016; Ulrich & Grochowski, 2018), neste artigo se comunicam os resultados de um processo de construção e validação de uma medida de reputação para os setores de GP de organizações públicas brasileiras.

2. FUNDAMENTOS TEÓRICOS

No nível organizacional, a reputação é um dos recursos mais estratégicos das organizações, pois orienta decisões sobre investimentos, atração de investidores, práticas de preços diferenciados e acesso ao mercado de capitais (Boyd, Bergh, & Ketchen, 2010; Fombrun & Shanley, 1990), sendo também relevante para indivíduos, departamentos e grupos (Coyne, 2010). Não se trata, contudo, de um ativo dado (Vlašić & Langer, 2012), e sim de um conjunto de percepções sobre determinada entidade que influencia, em seguida, o comportamento dos stakeholders com quem ela se relaciona interior e exteriormente (Coyne, 2010), de modo que é importante mensurá-la.

Em levantamento bibliográfico realizado em diversas bases - por exemplo, Annual Reviews, Oxford Journals, SciELO, SpringerLink, Science Direct, Emerald Insight, Sage Journals e Google Acadêmico -, com os descritores unit level reputation, department reputation e multilevel reputation, com filtro no título, foram identificados apenas três modelos teóricos sobre o fenômeno da reputação.

Um desses estudos trata o fenômeno de modo unidimensional e setorizado ao teorizar a reputação de unidades organizacionais de marketing (Gök, Peker, & Hacioglu, 2015). Outro, mais abrangente por tratar da reputação individual e organizacional, bem como da relação com diversos antecedentes, não considera o nível intermediário de análise organizacional (Ferris et al., 2014). Apenas um artigo teorizou sobre a reputação como um construto multinível, numa tese de doutorado apresentada por Coyne (2010) na Ohio State University. Entende-se por teorizar a construção de modelos teórico-dedutivos sobre reputação em mais de um nível de análise (micro, meso e macro)¹.

Considerando o contexto específico das unidades de recursos humanos, a produção empírica também é mínima. O Google Scholar apresenta, a partir dos descritores HR reputation ou human resources reputation, 669 resultados, sem considerar filtros. Considerando os descritores no título (allintitle), apenas 10 estudos focalizaram a temática. Esses resultados reforçam o déficit de publicações na área, não sendo suficientes para uma sistematização teórico-conceitual.

Isso se nota também no caso dos estudos que tratam do fenômeno no nível organizacional e individual. Não foram poucas as tentativas de descrever e integrar definições sobre reputação em uso (Clardy, 2012; Dowling, 2016; Lange, Lee, & Dai, 2011; Walker, 2010). Para demonstrar a dimensão desse problema do entendimento do que é reputação, Dowling (2016) lista 50 definições distintas de reputação organizacional desde 1983, o que também é ressaltado no caso dos estudos sobre reputação organizacional na administração pública (Bustos, 2021).

Dessas definições, as mais citadas são 3: valiosos ativos políticos que podem ser usados para gerar apoio público, obter autoridade delegada e discrição de políticos, proteger a agência de ataques políticos e recrutar e reter funcionários valiosos; um conjunto de crenças simbólicas sobre capacidades, papéis e obrigações de uma organização (Carpenter, 2010); e um conjunto de crenças simbólicas sobre o desempenho real de uma organização, bem como suas capacidades, papéis e obrigações para cumprir sua missão organizacional (Maor, 2010).

Essas e outras tantas definições tratam a reputação como crenças ou avaliações individuais e coletivas estabelecidas por públicos diversos sobre produtos e serviços organizacionais, ou como um conjunto de sinais emitidos pelas organizações para seus stakeholders. Enquanto crenças refletem características ou comportamentos que distinguem a organização, as avaliações, afetivas por natureza, refletem sua bondade ou sua maldade (Lange et al., 2011; Veh et al., 2018). Os sinais, por sua vez, de origem econômica, se referem à ideia de que uma empresa pode sugerir que tem certas características desconhecidas ao comunicar outras facilmente visíveis (Bustos, 2021; Joo & Mclean, 2006; Swoboda, Huber, Schuster, & Hirschmann, 2017; Veh et al., 2018). Por fim, status se refere às definições de reputação que comparam uma organização com as outras.

Ainda que frágeis constitutiva e operacionalmente, ao ponto de dificultarem a sistematização do conhecimento sobre a reputação nesse único nível organizacional de análise - a razão pode ser o fato de diversos campos científicos se dedicarem ao assunto, entre eles economia, marketing, administração e psicologia -, as 50 definições listadas por Dowling (2016), de alguma forma, lançam luz sobre o tema, haja vista a ciência de que, no desenvolvimento teórico da reputação, é indispensável separá-la de construtos similares. Todas as últimas revisões de literatura sobre reputação organizacional apontam que é fundamental diferenciá-la, por exemplo, de identidade e imagem (Bustos, 2021; Clardy, 2012; Gardberg, 2017; Walker, 2010; Wartick, 2002). Isso é mais importante ainda considerando a ausência de propostas teóricas sobre reputação no nível das unidades organizacionais, alvo deste artigo.

A começar pela ideia da identidade, referência para a definição tanto de imagem quanto de reputação (Whetten & Mackey, 2002), o conceito foi utilizado para descrever respostas irracionais das organizações a situações insignificantes ou sem um porquê aparentemente lógico, de tal forma que a reputação se definiu como aquilo que é mais central, durável e distintivo sobre uma organização (Albert & Whetten, 1985). Essa é a linha ontológica dominante nas pesquisas sobre identidade, que pressupõe que as organizações são agregados sociais, de modo que as questões aventadas tratam de como os participantes veem a organização e quais indivíduos são relevantes na definição ou na interpretação da identidade de uma organização (Whetten, 2006).

Tendo em vista o alto grau de abstração desse conceito de identidade, nos estudos se costuma recorrer à noção de imagem, constituída de mensagens congruentes à identidade e impressas pelos agentes organizacionais em suas comunicações com externos. A reputação seria como a recíproca dessa imagem, isto é, o feedback dos stakeholders relativos à credibilidade daquelas mensagens comunicadas pelos agentes da organização (Whetten & Mackey, 2002). A reputação se compreende como um conjunto socialmente construído de significados aplicados a uma organização, os quais podem ser medidos com base em interpretações, relatos (histórias ou anedotas) ou classificações (Clardy, 2012; Vlašić & Langer, 2012).

Dessa forma, agora de modo mais substancial, tem-se a possibilidade de melhor compreender o fenômeno da reputação a partir do que as organizações comunicam para seus stakeholders com o fito de gerar neles uma boa imagem. Por esse motivo, é fundamental averiguar como eles avaliam os comunicados sobre o que fazem as organizações, além de como decidem, usam seus recursos, firmam contratos e obtêm propriedades (Scott, 2003).

Sobretudo com a definição de Whetten e Mackey (2002), importa que um conceito de reputação abarque os seguintes elementos: o objeto avaliado, os stakeholders que farão a avaliação desse objeto, as expectativas deles em relação às mensagens propagadas pelo objeto sobre suas intenções e feitos, bem como os juízos emitidos pelos stakeholders com base na satisfação de suas expectativas. Antes da formulação de um conceito segundo esses elementos teóricos, contudo, sob risco de uma proposta de difícil operacionalização, vale cotejar o debate acerca do assunto.

Valendo-se de uma revisão de 210 artigos, Walker (2010) indica cinco atributos comuns às definições de reputação: baseada em percepções, um agregado de percepções de vários stakeholders, passível de comparação, positiva ou negativa e estável e duradoura. Outra revisão de literatura (Lange et al., 2011) aponta que o conceito se enquadra em três dimensões: “sendo conhecido”, que trata da visibilidade da empresa ou de uma percepção coletiva sobre seu destaque; “sendo conhecido por algo”, que se refere a uma previsibilidade percebida dos resultados organizacionais e de comportamentos relevantes de interesse do público; e “favorabilidade generalizada”, que diz respeito a percepções ou julgamentos da organização como boa, atraente e apropriada.

Clardy (2012), ao sistematizar as medidas conhecidas de reputação e as interpretações possíveis de cada uma, identificou cinco abordagens distintas de mensuração: reputação como conhecimento geral ou crenças, reputação como avaliação ou julgamento, reputação como marca, reputação como personalidade e reputação como ativo financeiro.

A primeira abordagem reconhece a reputação como crença ou conhecimento generalizado sobre a organização, ao passo que a segunda trata o conceito como uma avaliação sobre prestígio, excelência e qualidade ou valor da organização. Essas duas que condizem com o viés ontológico das organizações como atores sociais, assim também com as dimensões “sendo conhecido por algo” e “favorabilidade generalizada”, de Lange et al. (2011), das quais se nota uma inclinação para uso da segunda abordagem - reputação como avaliação ou julgamento -, pelo fato de ela permitir comparar as organizações sob aspectos semelhantes (Clardy, 2012; Veh et al., 2018).

Além desse potencial de replicação em diversos cenários, do ponto de vista conceitual, essa abordagem aponta para a multidimensionalidade da reputação, como prestígio, excelência e qualidade ou valor organizacional. Outro ponto de atenção dessa abordagem é a natureza atitudinal do conceito. Reputação seria um conjunto de cognições baseadas em atitudes frente a uma organização, um indivíduo ou uma unidade organizacional que resulta da interação dos stakeholders com ela. Desse modo, a reputação diferirá entre esses stakeholders com base na identificação com o alvo que avaliam (Páez, 2018), devendo essa observação também ser incorporada às definições de reputação.

A mais recente revisão teórica sobre o assunto foi a de Dowling (2016), que relacionou cinco elementos imprescindíveis a qualquer conceito de reputação: objeto, atributos de julgamento, entidade avaliadora, conceito central do construto e estabilidade. O objeto se refere à organização a ser avaliada. Os atributos de julgamento são crenças e avaliações da organização. A entidade avaliadora se refere aos stakeholders da organização que farão o julgamento. Já o tema central se refere às dimensões “sendo conhecido por algo” e “favorabilidade generalizada” (Lange et al., 2011). A estabilidade se refere à teoria que sugere que a reputação varie entre diferentes stakeholders, contextos (como países ou setores industriais), objetos (como tipos de empresas) e tempo (antes e após uma crise organizacional). Sobre o último elemento, a reputação seria relativamente estável ao longo do tempo, pois está socialmente construída sob um histórico de desempenho organizacional, culminando nas expectativas dos stakeholders (Albert & Whetten, 1985; Ferris et al., 2007, 2014; Veh et al., 2018).

Souza (2016) elaborou uma definição constitutiva para a reputação das áreas de gestão de pessoas da administração pública federal. Essa definição foi elaborada a partir da análise de conteúdo de 26 levantamentos de opinião, sendo 15 entrevistas e 11 grupos focais, contemplando 11 órgãos federais brasileiros: sete do Executivo, um do Legislativo, um do Judiciário e dois independentes. Ao todo, a coleta de dados foi realizada com 53 servidores públicos federais, totalizando mais de 21 horas de gravações.

Nesse levantamento de opiniões, Souza (2016) identificou 3 fatores de reputação de recursos humanos: confiança, credibilidade e qualidade dos serviços de RH. A qualidade dos serviços do RH era avaliada sob a óptica de acessibilidade ao RH, eficiência dos processos e transparência na comunicação. Também foram identificados três stakeholders relevantes às unidades de gestão de pessoas (membros da alta gestão, gestores e servidores).

Tendo em vista as considerações das revisões sistemáticas apresentadas e a definição constitutiva de reputação das áreas de gestão de pessoas na administração pública proposta por Souza (2016), é possível estabelecer uma proposta de definição constitutiva para a reputação de setores de gestão de pessoas mais robusta: juízos de valor (avaliações e julgamentos) emitidos por servidores, gestores e membros da alta gestão acerca das expectativas quanto à qualidade dos serviços prestados pelas áreas de gestão de pessoas em termos de eficiência, transparência e acessibilidade (Souza, 2016). Esses juízos, estáveis ao longo do tempo, são formados por experiências próprias ou dos colegas da organização com a unidade de RH, influenciando na forma como os colaboradores esperam que o RH aja, além de determinar as próprias ações da unidade com os colaboradores.

O Quadro 1 descreve os componentes considerados nessa definição consoantes ao embasamento teórico desenvolvido até este ponto.

QUADRO 1
CRITÉRIOS ADOTADOS NA DEFINIÇÃO DA REPUTAÇÃO DE SETORES DE GESTÃO DE PESSOAS

Com essa definição, torna-se possível proceder à etapa de desenvolvimento da medida propriamente dita. De modo geral, estas são as premissas assumidas: os setores de gestão de pessoas, assim como organizações, são tratados como atores sociais e passíveis de comparação; a reputação é um construto atitudinal que determina uma previsibilidade das ações da entidade observada; a reputação é um construto multidimensional; e os stakeholders dos setores de gestão de pessoas avaliam a área sob as mesmas dimensões.

3. MÉTODOS E TÉCNICAS DE PESQUISA

Na primeira etapa de pesquisa, foram reunidos indícios de validade teórica da medida de reputação de GP. Consoante à definição exposta ao fim da seção anterior, as dimensões da reputação são: confiança, credibilidade e qualidade dos serviços de gestão de pessoas, os quais são avaliados quanto ao atendimento, à eficiência, à transparência e à acessibilidade. O Quadro 2 explicita as definições operacionais da reputação de GP e suas três facetas.

QUADRO 2
DEFINIÇÕESOPERACIONAIS DE REPUTAÇÃO DE GP

Com essas definições, procedeu-se à elaboração dos itens, tendo sido considerados os seguintes critérios psicométricos: comportamental, objetividade, simplicidade, clareza, relevância, precisão, variedade, modalidade, tipicidade e credibilidade. O instrumento como um todo seguiu, por sua vez, os critérios de amplitude e equilíbrio (Cohen, Swerdlick, & Sturman, 2014; Hutz, Bandeira, & Trentini, 2015; Pasquali, 2013).

O insumo de elaboração dos itens foi reunido em 15 entrevistas e 11 grupos focais, em 11 órgãos públicos brasileiros da esfera federal, sendo sete do Executivo, um do Legislativo, um do Judiciário e dois independentes, realizados com 53 participantes, 34 do Executivo, 11 do Legislativo, três do Judiciário e sete de órgãos independentes, perfazendo mais de 21 horas de conteúdo gravado e transcrito. Classifica-se essa amostragem como intencional de variação máxima (Flick, 2013), contemplando apenas gestores das unidades de gestão de pessoas, por terem visão mais abrangente da área e de suas relações com grupos diversos de influência. Esse levantamento de opiniões se encerrou ao constatar-se saturação teórica (Fontanella et al., 2011).

A elaboração do instrumento foi referendada por seis juízes, todos doutores e autores de publicações sobre GP nos últimos três anos, quatro dos quais são professores de instituições federais de ensino. A tarefa a eles designada consistia em classificar os 61 itens nas três dimensões consideradas - confiança, credibilidade e qualidade - e avaliar a clareza dos itens. As respostas foram analisadas a partir do índice Kappa e do Coeficiente de Validade de Conteúdo (CVC). Para a análise semântica, mais oito pessoas participaram da pesquisa: quatro estudantes de cursos de pós-graduação dedicados à temática da gestão de pessoas em organizações públicas e quatro servidores federais de unidades de gestão de pessoas.

Após as análises teórica e semântica, realizou-se uma segunda etapa de pesquisa, com o objetivo de submeter os itens à Análise Fatorial Exploratória (AFE), iniciada com o desenvolvimento do questionário de pesquisa. Para tanto, adotou-se uma escala de respostas do tipo likert de cinco pontos. A única diferença foi a ancoragem somente com números e nos extremos da escala, ao contrário da determinação da nomeação para cada resposta.

Participaram de um pré-teste cinco pesquisadores de um grupo dedicado ao estudo da gestão de pessoas no contexto de organizações públicas e cinco servidores públicos de órgãos do Executivo e do Judiciário. Nessa fase, foram solicitadas informações sobre tempo de preenchimento, falhas identificadas e sugestões. Identificaram-se, principalmente, erros de digitação, sugestões de melhoria nas descrições dos campos do questionário e na descrição inicial do instrumento.

A aplicação definitiva do questionário se deu de modo eletrônico durante um mês, por contatos com os respondentes via mala direta, tendo sido encerrada com 308 respondentes, apenas servidores públicos federais que consentiram com os termos do estudo. O tamanho da amostra necessária para garantir a qualidade desta pesquisa foi determinada pela técnica da AFE, para a qual se recomendam amostras de no mínimo 300 participantes (Field, 2020). A adequação foi confirmada com as seguintes análises: outliers, adequação da matriz de correlação (KMO) e valor das cargas fatoriais.

Além do critério quantitativo, a amostragem obedeceu às exigências de diversidade e variabilidade. Diversos órgãos públicos (n=95), de todos os três poderes, foram contemplados. Também no nível dos respondentes, estes critérios foram obedecidos: servidores (n=203), gestores (n=97) e membros da alta gestão (n=8) participaram do estudo.

Quanto à análise propriamente dita, por meio do Factor, a AFE foi aplicada com vistas a determinar a estrutura fatorial da medida de reputação. A decisão sobre a quantidade de fatores retidos foi realizada com a comparação de três métodos: análise paralela, diagrama de declividade e critério de Kaiser (Field, 2020). A AFE foi implementada utilizando uma matriz policórica e o método de extração Robust Diagonally Weighted Least Squares (RDWLS) (Asparouhov & Muthén, 2010).

Neste estudo, usou-se a AFE para determinar a estrutura fatorial da medida de reputação de RH. A decisão sobre a quantidade de fatores a ser retido foi tomada após comparação de três métodos: análise paralela, diagrama de declividade (scree plot) e critério de Kaiser, com base nos autovalores (Field, 2020). Implementou-se a técnica da análise paralela com permutação aleatória dos dados observados (Timmerman & Lorenzo-Seva, 2011), tendo em vista que a permutação aleatória dos dados permite criar intervalos de confiança para os índices utilizados pela replicação do banco de dados original da pesquisa (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2006). Essa técnica é nomeada como “permutação otimizada dos dados”, a qual difere da otimização clássica pela simulação de Monte Carlo proposta por Horn (Timmerman & Lorenzo-Seva, 2011).

A rotação adotada foi do tipo oblíqua Promax. A estabilidade dos fatores foi avaliada por meio do índice H. Além disso, foram analisados três indicadores de unidimensionalidade da medida de reputação de RH: Unidimensional Congruence (UniCo), Explained Common Variance (ECV) e Mean of Item REsidual Absolute Loadings (MIREAL).

A adequação da matriz de correlação foi analisada pelo teste de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e pelo teste de esfericidade de Bartlett. A adequação do modelo também foi avaliada pelos índices de ajuste Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA), Comparative Fit Index (CFI) e Tucker-Lewis Index (TLI). Esses índices, em geral obtidos em análises fatoriais confirmatórias, são disponibilizados na AFE pelo software Factor, tornando robusta essa técnica para validação de instrumentos. Ao fim, analisou-se a confiabilidade dos fatores pelo alfa de Cronbach e fidedignidade composta.

4. RESULTADOS E DISCUSSÕES

Dos 61 itens elaborados, 24 foram excluídos por não terem alcançado índices Kappa maiores do que 80% (n=5) ou porque os CVCs não superaram 0,75 (n=19), restando, ao fim dessa análise, 37 itens, dos quais 14 foram modificados semanticamente por recomendação dos juízes.

Na verificação da adequação dos dados da amostra e na definição dos fatores da reputação, segundo o método de fatoração dos eixos principais (Principal Axis Factoring - PAF), outras 10 variáveis com correlações superiores a 0,8 foram eliminadas, sob pena de incidirem na multicolinearidade e tornar impossível estimar a contribuição das variáveis no fator correspondente. Não foram identificadas variáveis com correlações menores do que 0,3.

Após a exclusão dessas variáveis, utilizou-se o KMO como último critério de adequação da amostra para a AFE, sendo o valor obtido igual a 0,971. Iniciou-se a AFE com o RDWLS como método de extração e rotação oblíqua Promax. A matriz de correlação dos 27 itens se mostrou interpretável por apresentar o teste de esfericidade de Bartlett como significante (8083,457, gl=351, p<0,001).

Nessa configuração, a análise paralela indicava uma estrutura unifatorial com todas as cargas acima de 0,3. Contudo, o critério de Kaiser (autovalores acima de 1) e o diagrama de declividade direcionavam a interpretação a uma estrutura bifatorial. O critério de Kaiser indicava dois fatores, mas os autovalores se mostraram muito díspares - o primeiro era 18,38; o segundo, 1,41.

Procedeu-se, assim, à análise com dois fatores. Eliminadas sete variáveis por apresentarem cargas cruzadas acima de 0,3, permaneceu estável essa estrutura bifatorial, cujo primeiro fator compreendia seis itens associados à dimensão teórica de qualidade (QUAL) e o segundo, 13 itens das dimensões confiança e credibilidade (CONF e CRED). Um item foi excluído por associação com fator teórico distinto do originalmente proposto.

TABELA 1
Cargas fatoriais, variância explicada e confiabilidade da medida de reputação de GP

Itens	Fator 1	Fator 2
CONF01 - A unidade de RH aplica instrumentos de gestão com vistas a melhorar o trabalho dos servidores.	-0,119	0,855
CONF02 - Após alguma ação da unidade de RH, como avaliação de desempenho, pesquisa de clima, entre outras, haverá melhoria para o trabalho dos servidores.	-0,086	0,829
CONF03 - As práticas propostas pela unidade de RH melhoram o trabalho desempenhado no órgão.	0,009	0,892
CONF05 - A unidade de RH zela pelos interesses dos servidores do órgão.	0,143	0,802
CONF06 - As ações realizadas pela unidade de RH são boas para os servidores.	0,105	0,821
CONF10 - Não sou prejudicado pelas ações realizadas pela unidade de RH.	0,176	0,659
CONF11 - A unidade de RH defende o interesse dos servidores do órgão.	-0,057	0,933
CONF12 - Sei que não serei prejudicado caso revejam alguma política ou prática da unidade de RH.	0,147	0,500
CONF13 - A unidade de RH implementa as ações que propõe.	0,120	0,784
CRED02 - As informações divulgadas em planos (intenção) e relatórios (execução) pela unidade de RH representam a realidade.	0,015	0,819
CRED03 - A unidade de RH detém informações fidedignas sobre a realidade de trabalho dos profissionais dos órgãos.	0,200	0,586
CRED07 - Meus colegas de trabalho afirmam que a unidade de RH faz o que promete aos servidores.	0,151	0,737
CRED08 - A unidade de RH entrega o que promete aos servidores.	0,203	0,746
QUAL05 - Meus colegas de trabalho são atendidos prontamente quando solicitam os serviços da unidade de RH.	0,679	0,277
QUAL10 - Tenho relação de proximidade com a unidade de RH.	0,646	0,090
QUAL13 - Tenho acesso à unidade de RH.	0,988	-0,107
QUAL14 - O acesso à unidade de RH e fácil.	0,959	-0,107
QUAL15 - Consigo informações sobre questões de pessoal na unidade de RH com facilidade.	0,801	0,096
QUAL16 - A unidade de RH é acessível a todos os servidores.	0,630	0,238
% da variância	7,39	66,76
α	0,915	0,956
Fidedignidade composta	0,893	0,950
H-Latent	0,951	0,971
H-Observed	0,885	0,940
Factor determinacy index (FDI)	0,975	0,986
Orion	0,951	0,971

• Fonte: Elaborada pelos autores.

A AFE foi gerada com o procedimento de permutação aleatória dos dados, o qual produz um intervalo de 95% confiança (Bias Corrected and accelerated [BCa] - bootstrap 95% confidence intervals for loading values), com rotação oblíqua Promax, resultando numa medida de reputação com 19 itens, distribuídos em dois fatores. A medida de KMO para esses 19 itens demonstrou a adequação da amostra para a análise (KMO [95% IC BCa] = 0,947 [0,944 - 0,959]).

Juntos, os fatores explicaram 73,91% da variância, sendo 66,76% da proporção da variância explicada atribuída ao fator 2 e 7,15%, ao fator 1. Ambos os fatores também explicaram mais do que 3% da variância total, sendo pertinentes à medida. A correlação apresentada entre fatores foi de 0,759. Também os dois fatores apresentaram quatro ou mais cargas fatoriais acima de 0,6.

Em suma, os índices obtidos (χ² = 43,239, gl = 134, χ²/gl = 0,323; RMSEA [95% IC BCa] = 0,000 [0,010 - 0,0288]; TLI [95% IC BCa] = 1,1011 [1,010 - 1,016]; CFI [95% IC BCa] = 1,008 [1,007 - 1,012]) indicavam que uma estrutura com dois fatores era adequada e confiável. O alfa de Cronbach apresentou valores superiores a 0,70 para ambos os fatores. O índice de fidedignidade composta superou 0,7 para ambos os fatores. As medidas H-Latent e H-Observed indicavam que ambos os fatores poderiam ser replicáveis em estudos futuros (H > 0,80). O FDI e o Orion, superiores a 0,9, apontavam para a qualidade e a efetividade das estimativas dos escores fatoriais.

Mesmo diante dessas evidências, a sugerirem a adequação de uma estrutura com dois fatores, bem como em face dos altos índices de confiabilidade e replicabilidade, dois indícios apontavam para uma estrutura unidimensional: a alta correlação compartilhada entre os fatores (0,759) e o resultado da análise paralela, corroborado pelos índices descritos na tabela 2.

Tabela 2
Avaliação de aproximação à unidimensionalidade

Índice	Avaliação geral	Avaliação geral (95% IC)	Interpretação
único	0,987	(0,980 0,993)	> 0,95
ECV	0,909	(0,888 0,929)	> 0,85
MIREAL	0,222	(0,193 0,249)	< 0,30

• Fonte: Elaborada pelos autores.

Como notado, os índices indicavam que a medida deveria ser interpretada como unidimensional, sendo referendadas pelo intervalo de confiança. Dessa forma, decidiu-se pela submissão dos 19 itens a uma estrutura de um único fator (Tabela 2). Essa estrutura fatorial também apresentou índices de ajuste adequados (χ² = 163,0, gl = 152, χ²/gl = 1,07; RMSEA [95% IC BCa] = 0,066 [0,010 - 0,0879]; TLI [95% IC BCa] = 0,989 [0,980 - 1,001]; CFI [95% IC BCa] = 0,990 [0,982 - 1,001]). Os índices, em geral, se mantiveram estáveis e retrataram o que era esperado: índices de confiabilidade e replicabilidade aumentaram, assim como os resíduos, em decorrência da diminuição dos fatores e da variância explicada do modelo. Com a exceção do RMSEA, que pode ser interpretado como aceitável, os demais índices de ajuste (CFI e TLI) continuaram adequados.

Enfim, os dados apresentados indicavam opções diferentes de análise. Apesar de, inicialmente, sugerirem uma estrutura unidimensional, os índices de confiabilidade, qualidade e replicabilidade dos fatores apontavam para uma estrutura bifatorial, indício de que os traços latentes provavelmente seriam mantidos em novas amostras. Portanto, passou-se à comparação dos índices de ajuste, a fim de resumir as estruturas fatoriais obtidas (Tabela 3).

Tabela 3
comparação das estruturas fatoriais da medida de reputação de gp

Índices	Estrutura com dois fatores (95% IC)	Estrutura com um fator (95% IC)
RMSEA	0,000 (0,010 - 0,0288)	0,066 (0,000 - 0,0879)
NNFI (TLI)	1,011 (1,010 - 1,016)	0,989 (0,980 - 1,001)
CFI	1,008 (1,007 - 1,012)	0,990 (0,983 - 1,001)
BIC	283,580 (231,722 - 288,923)	571,160 (355,505 - 730,029)

• Fonte: Elaborada pelos autores.

Ambos os modelos apresentaram ótimos índices de ajuste, sendo que a estrutura unifatorial demonstrou RMSEA (0,063) superior, mas, ainda assim, adequado. Contudo, entre esses índices, ao priorizar o Bayesian Information Criterion (BIC) - sendo mais adequados aqueles modelos com menor BIC (Brown, 2015) -, sobressaiu-se a estrutura de dois fatores, em que pesem, no geral, esta e a unifatorial serem adequadas. Diante desse impasse, optou-se pela especificação de um modelo bifator.

Essa estrutura do modelo bifator também apresentou índices de ajuste adequados (χ² = 25,347, gl = 117, χ²/gl = 0,217; RMSEA [95% IC BCa] = 0,000 [0,010 - 0,2182]; TLI [95% IC BCa] = 1,017 [1,017 - 1,020]; CFI [95% IC BCa] = 1,012 [1,011 - 1,014]), melhores do que os melhores antes apresentados, ainda que o BIC tenha se situado entre os modelos de um e dois fatores (BIC [95% BCa] = 305,535 [289,367 - 303,298)]. A matriz de correlação entre os fatores foi de 0,564.

O coeficiente OmegaS, análogo ao alfa de Cronbach, alcançou resultados superiores a 0,9. Contudo, seus valores não indicaram a unidimensionalidade dos dados. Quanto à replicabilidade, o índice H não apresentou escore apropriado apenas para a dimensão “qualidade”. No caso do FDI, para os dois fatores - qualidade; confiança e credibilidade -, o índice ficou menor, o que era esperado por uma quantidade menor de itens, mas ainda próximo do adequado. O Item Explained Commom Variance (I-ECV) apontou que apenas dois itens da medida sugeriam tratamento unidimensional. O ECV do fator geral, nesse modelo bifator, mostrou grande variação (ECV [IC 95% BCa] = 0,589 [0,555 - 0,611]) em relação ao ECV da medida de dois fatores, disso resultando que os dados não deveriam ser tratados como unidimensionais. O Percent Uncontaminated Correlations (PUC) foi muito baixo (PUC = 0,456), confirmando a não unidimensionalidade do instrumento.

Esses resultados convergem com a discutida multidimensionalidade (Clardy, 2012; Fombrun, Gardberg, & Sever, 2000; Fombrun & Shanley, 1990; Helm, 2007, 2011; Lange et al., 2011; Money, Saraeva, Garnelo-Gomez, Pain, & Hillenbrand, 2017; Páez, 2018; Swoboda et al., 2017; Veh et al., 2018; Walker, 2010; Wartick, 2002) do construto da reputação, assumida teoricamente neste estudo durante a proposição original dos itens.

Conforme a perspectiva teórica de Lange et al. (2011), a dimensão “sendo conhecido por algo” se refere a uma previsibilidade percebida dos resultados e de comportamentos relevantes aos stakeholders. Itens que representem expectativas - e o atendimento delas - sobre os resultados da unidade de GP esclarecem essas perspectivas. “A unidade de RH está próxima a mim”, “consigo informações sobre questões de pessoal na unidade de RH com facilidade” e “a unidade de RH é acessível a todos os servidores” são bons exemplos da dimensão “sendo conhecido por algo”. Esses itens destacam que a unida de GP é reconhecida pela sua qualidade e que demonstra e se faz percebida por ser acessível, transparente e eficiente.

Já a dimensão “favorabilidade generalizada” se refere a percepções, opiniões e avaliações generalizadas da reputação de GP como um setor bom e apropriado, na visão de seus stakeholders. Essa dimensão representa o componente atitudinal e valorativo de GP. “Após alguma ação da unidade de RH (avaliação de desempenho, pesquisa de clima, entre outras), haverá melhoria para o trabalho dos servidores”, “Sei que não serei prejudicado caso revejam alguma política ou prática da unidade de RH” e “A unidade de RH entrega o que promete aos servidores” são bons exemplos da dimensão “favorabilidade generalizada”. Nessa perspectiva, os stakeholders percebem os benefícios da unidade de RH para o trabalho que desempenham no órgão.

Há também que retratar a linha tênue que diferencia a confiança da credibilidade. Enquanto a primeira trata de expectativas positivas associadas à aceitação de um risco ou de uma vulnerabilidade sobre a unidade de GP, a segunda se refere à percepção de qualidade de uma fonte, mídia ou mensagem, que pode ou não resultar em comportamentos de confiança (Rieh & Danielson, 2007). Usos como “Confie na informação”, “Aceite o conselho” e “Acredite no resultado” são entendidos como referências à credibilidade (Fogg & Tseng, 1999).

Essa distinção fica mais complicada quando os autores definem a credibilidade em quatro tipos: presumida, experimentada, superficial e reputada (ou renomada). Tal credibilidade reputada se refere ao modo como uma pessoa percebe outra ou algo a partir do que outros disseram. Claro que confiança não se refere exatamente ao modo como foram criadas as expectativas, mas estas derivam de experiências próprias ou de terceiros (Páez, 2018), tanto que boa parte da literatura de gerenciamento de reputação tem um grande foco em comunicação (Carroll, 2013; Evans, 2014; Luoma-aho, 2013; Melewar, 2008). Percebe-se, portanto, que não há distanciamento prático ao analisar a reputação, separando confiança e credibilidade em dois fatores.

Tanto confiança quanto credibilidade se mostraram expectativas dos stakeholders sobre a unidade de GP. A diferenciação entre a expectativa sobre comportamentos da unidade e sobre a informação não é retratada empiricamente. Ou seja, confiança e credibilidade integram um único traço latente, e, provavelmente, pelos índices de ajuste apresentados, esse padrão será mantido.

5. CONSIDERAÇÕES FINAIS

Neste artigo, foram demonstrados indícios de validade de uma escala de reputação de setores de gestão de pessoas de organizações da administração pública federal brasileira. Este estudo é valioso ao preencher a lacuna de pesquisa que propunha a operacionalização da reputação no nível departamental e aplicado a certo contexto. Acredita-se que a medida desenvolvida pode incrementar modelos preditivos de desempenho, tanto dos próprios setores de gestão de pessoas quanto das organizações. Portanto, pelos resultados apresentados e discutidos, o propósito da pesquisa foi alcançado, na medida em que evidências de validade teórica e empírica foram comunicados.

O intuito deste estudo surgiu, primeiramente, do interesse em entender as inúmeras falhas nas tentativas de implementação de uma gestão estratégica de pessoas na administração pública (Appel & Bitencourt, 2008; Camões & Meneses, 2016). Num segundo momento, a identificação desse construto como relevante no processo estratégico das áreas de gestão de pessoas da administração pública (Côrtes, 2016; Souza, 2016) tornou a operacionalização desse complexo fenômeno algo indispensável para as análises empíricas desse campo de pesquisa.

Ressalta-se a complexidade de trabalhar um fenômeno multifacetado, como a reputação, sem abordagens em mesmo nível de análise. Estudos mostram a relevância do construto, mas ainda discutem a mensuração segundo índices como “melhores empresas para trabalhar”, idealizadas 15 anos atrás (Ferris et al., 2007; Joo & Mclean, 2006) e que confundem a reputação departamental com a organizacional. Não à toa, apesar de todo o investimento nas apreensões teórica e empírica do fenômeno, no desenvolvimento da medida, constatou-se a dificuldade de lidar com o assunto.

Assim, com vistas ao solucionamento teórico-empírico definitivo, sugere-se que este estudo seja completado com a reunião de novas evidências de validade da medida de reputação de GP, o que pode ser efetuado com a condução de aplicações em novas amostras e realização de análises fatoriais confirmatórias, com análise de variância e regressão linear, em cujos modelos a reputação seja associada a medidas que com ela se relacionem, como comprometimento individual, rotatividade e cidadania organizacional. Tais testes visam atribuir indícios de validade convergente e discriminante à medida desenvolvida.

Além disso, recomenda-se que as pesquisas futuras busquem averiguar se as seguintes hipóteses sustentadas teoricamente na literatura de reputação organizacional se mantêm no caso dos setores de gestão de pessoas: que a reputação de GP difere entre membros da unidade do próprio setor de gestão de pessoas e demais servidores dos órgãos; que a reputação difere entre servidores que têm contato com a unidade de RH e aqueles que não têm; que os stakeholders diferem em sua avaliação sobre a reputação da unidade de RH; e que a reputação varia conforme o conjunto de políticas e processos desenvolvidos em cada organização pública.

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• 1
  Apesar da grande quantidade de estudos científicos que abordam essa variável em nível macro (organizacional) e em nível micro (indivíduo), nenhum abordou a reputação como um conceito que interage em diversos níveis. Há de ressaltar estudos, principalmente em universidades, que abordam a reputação dos departamentos, em geral como proxy das características dos docentes (publicações, status, entre outros) e do orçamento do departamento. Mas a relação entre os diversos níveis de reputação, do individual até o organizacional, foi retratada apenas na tese de Coyne (2010).

Pareceristas:

• 4
  Leonardo Henrique Lima de Pilla (Fundação Getulio Vargas, Rio de Janeiro / RJ - Brasil; Tribunal de Contas da União, Brasília / DF - Brasil) https://orcid.org/0009-0005-0378-9611https://orcid.org/0009-0005-0378-9611

• 5
  Dois dos revisores não autorizaram a divulgação de suas identidades.

• 6
  Relatório de revisão por pares: o relatório de revisão por pares está disponível neste link.

• DISPONIBILIDADE DE DADOS

  Todo o conjunto de dados que dá suporte aos resultados deste estudo está disponível mediante solicitação ao autor correspondente Igor Guevara Loyola de Souza. O conjunto de dados não está publicamente disponível por conter informação que compromete a privacidade dos participantes da pesquisa.

Alketa Peci (Fundação Getulio Vargas, Rio de Janeiro / RJ - Brasil)

Gabriela Spanghero Lotta (Fundação Getulio Vargas, São Paulo / SP - Brasil)

Disponibilidade de dados

Todo o conjunto de dados que dá suporte aos resultados deste estudo está disponível mediante solicitação ao autor correspondente Igor Guevara Loyola de Souza. O conjunto de dados não está publicamente disponível por conter informação que compromete a privacidade dos participantes da pesquisa.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  05 Jan 2024
• Data do Fascículo
  Nov-Dec 2023

Histórico

• Recebido
  21 Out 2022
• Aceito
  14 Ago 2023