ADAPTAÇÃO E VALIDAÇÃO DA ESCALA DE AUTORRELATO DE PRECARIEDADE NO TRABALHO PARA O CONTEXTO BRASILEIRO DE TRABALHO INDEPENDENTE

RESUMO

A pesquisa teve como objetivo adaptar e validar a escala de autorrelato de precariedade no trabalho para o contexto brasileiro de trabalho “gig”, ou trabalho independente. Análises fatoriais exploratória e confirmatória foram realizadas em uma amostra de 504 trabalhadores brasileiros. Além disso, para análise de validade de critério, foram realizadas correlações de ordem zero em uma amostra de 304 trabalhadores brasileiros. Os resultados indicam que a escala de autorrelato de precariedade no trabalho é uma medida multidimensional com estrutura hierárquica. As análises de confiabilidade indicam que a escala apresentou consistência interna adequada tanto para as quatro dimensões quanto para a escala completa. Os resultados relativos à validade de critério demonstram que a precariedade no trabalho está negativamente ligada ao bem-estar e positivamente associada ao mal-estar; além disso, as dimensões da precariedade e da remuneração do trabalho apresentam associações significativas com todas as variáveis de resultado do trabalho investigadas. Por fim, a versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho é um instrumento com qualidades psicométricas robustas para avaliar a percepção dos trabalhadores sobre as condições de trabalho precárias no contexto brasileiro de trabalho independente. Além disso, a escala alarga o âmbito da investigação sobre condições de trabalho precárias e o seu impacto nas experiências psicológicas e nos resultados do trabalho.

Palavras-chaves:
precariedade no trabalho; bem-estar; mal-estar; trabalho gig; validação

ABSTRACT

The research intended to adapt and validate the self-report job precariousness scale for the Brazilian gig work context and to investigate the association of the dimensions of job precariousness with gig workers’ subjective experiences and work outcomes. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on a sample of 504 Brazilian gig workers. In addition, zero-order correlations were performed on a sample of 304 Brazilian gig workers for criterion validity analysis. Results supported a four-factor structure and the bi-factor model, reinforcing the assumption that the job precarious scale is a multidimensional measure with a hierarchical structure. Reliability analysis (Alpha coefficient and bifactor indices) indicates that the scale presented adequate internal consistency for all four dimensions and the full scale. Results regarding criterion validity demonstrate that job precariousness is negatively linked to well-being and positively associated with ill-being; in addition, the dimensions of job precariousness and remuneration have significative associations with all variables of work outcome investigated. This study introduces the Brazilian version of the self-report job precariousness scale with robust psychometric qualities to assess workers’ perception of precarious working conditions in the Brazilian gig work context. In addition, it broadens the scope of research on precarious working conditions and their impact on psychological experiences and work outcomes.

Keywords:
job precariousness; well-being; ill-being; gig work; validation.

RESUMEN

La investigación tuvo como objetivo adaptar y validar la escala de autoinforme de precariedad laboral para el contexto brasileño del trabajo gig. Se realizaron análisis factoriales exploratorios y confirmatorios en una muestra de 504 trabajadores brasileños. Además, para el análisis de validez de criterio, se realizaron correlaciones de orden cero en una muestra de 304 trabajadores brasileños. Los resultados indican que la escala autoinforme de precariedad en el trabajo es una medida multidimensional con estructura jerárquica. Los análisis de confiabilidad indican que la escala presentó una consistencia interna adecuada tanto para las cuatro dimensiones como para la escala completa. Los resultados en cuanto a validez de criterio demuestran que la precariedad laboral está asociada negativamente con el bienestar y positivamente con el malestar. Además, las dimensiones de precariedad laboral y remuneración laboral tienen asociaciones significativas con todas las variables de resultados laborales investigadas. Finalmente, la versión brasileña de la escala de autoinforme de precariedad laboral es un instrumento con sólidas cualidades psicométricas para evaluar la percepción de los trabajadores sobre las condiciones laborales precarias en el contexto brasileño del trabajo independiente. Asimismo, amplía el alcance de la investigación sobre las condiciones laborales precarias y su impacto en las experiencias psicológicas y los resultados laborales.

Palabras clave:
precariedad laboral; bienestar; malestar; trabajo gig; validación

INTRODUÇÃO

A precariedade no trabalho é considerada a antítese do trabalho decente (Allan et al., 2021). Apesar das inúmeras definições, a precariedade no trabalho é considerada como um conceito multidimensional que aborda condições de trabalho instáveis, inseguras e restritas, caracterizadas por baixos salários, horários de trabalho variáveis, proteção e benefícios sociais limitados, trabalho de meio-período involuntário, contrato ou trabalho temporário, e condições de trabalho perigosas (Benach et al., 2014; Benach et al., 2016; Creed et al., 2020; Mullany et al., 2021).

A incerteza é considerada um componente-chave da precariedade no trabalho e se expressa de duas maneiras: insegurança no emprego (ou seja, preocupação e incerteza sobre o futuro profissional do indivíduo) e vulnerabilidade ou incapacidade de enfrentar eventos inesperados devido à falta de poder e proteção social (Allan et. al., 2021; Bosmans et al., 2016; Hellgren et al., 1999).

Ao abordar e contabilizar as consequências das más condições de trabalho na saúde e no bem-estar dos trabalhadores, as pesquisas têm conceitualizado a precariedade no trabalho como um fator de estresse (Ronnblad et al., 2019) que tende a afetar os trabalhadores e a diminuir seu bem-estar e funcionamento geral (Benach et al., 2014; Benach et al., 2016; Creed et al., 2020; Mullany et al., 2021). Para Benach et al. (2014), a precariedade no trabalho leva ao estresse, à insatisfação e a resultados adversos para a saúde, já que os trabalhadores submetidos à essa condição enfrentam maiores demandas e/ou têm pouco controle sobre o processo de trabalho.

Estudos empíricos investigaram o impacto de vários aspectos da precariedade no trabalho e a sua associação com uma vasta gama de consequências para a saúde física e mental. Tais pesquisas associaram a inerente e constante incerteza e insegurança da precariedade no trabalho a um impacto negativo no bem-estar e na qualidade do sono (Mai et al., 2019). Além disso, evidências meta-analíticas demonstraram que a insegurança em relação à permanência no trabalho tem efeitos negativos no que diz respeito ao bem-estar (Sverke et al., 2002), saúde (Cheng & Chan, 2008), satisfação com a vida e sanidade mental geral (Llosa-Fernández et al., 2018). Por outro lado, foram encontradas relações positivas entre insegurança de permanência no trabalho e manifestações de mal-estar como depressão, ansiedade e exaustão emocional (Llosa-Fernández et al., 2018). Além disso, a inadequação salarial, comumente relacionada a precariedade no trabalho, tem sido empiricamente associada a uma má autoavaliação de saúde e qualidade de vida entre os idosos (Gildner et al., 2019). Finalmente, Creed et al. (2020), num estudo que teve por objetivo desenvolver e validar a escala de autorrelato de precariedade no trabalho, descobriu que suas quatro dimensões - condições de trabalho, remuneração, segurança de permanência no trabalho e flexibilidade - estão significativamente associadas a menor satisfação com a vida, menos apoio no ambiente de trabalho e mais preocupações financeiras entre os estudantes que também trabalham.

Além das consequências negativas psicológicas e de saúde, a precariedade no trabalho também tem sido associada a resultados adversos relacionados as atividades laborais, tanto em nível individual como organizacional (Allan et al., 2021). Muitos estudos já demonstraram tanto o efeito negativo da insegurança sobre a permanência no trabalho e do trabalho temporário no envolvimento (Sverke et al., 2002) e desempenho (Sverke et al., 2002), no comprometimento organizacional (Cuyper et al., 2009; Sverke et al., 2009; Sverke et al., 2002) e nos comportamentos de cidadania organizacional (Feather & Rauter, 2004), como o efeito positivo nos acidentes de trabalho (Jiang & Probst, 2013) e nas intenções relacionadas a rotatividade no emprego (Sverke et al., 2002). Além disso, o emprego que remunera o chamado “salário de pobreza”, ou seja, insuficiente para proporcionar uma vida digna, tem sido negativamente associado a resultados positivos no trabalho, tais como trabalho significativo, compromisso organizacional e desempenho. Por outro lado, essa baixa remuneração está positivamente relacionada a intenção de rotatividade no emprego (Allan et al., 2017).

Contudo, nos últimos anos, a popularização da tecnologia e dos smartphones, aliada ao aumento das medidas de austeridade e das taxas de desemprego, deu origem a um movimento que remodelou os mercados ao criar oportunidades de ganho para trabalhadores sem emprego formal (Bajwa et al., 2018; Stanford, 2017; Sundararajan, 2016). Considerado uma expansão do trabalho autônomo tradicional (Donovan et al., 2016), o trabalho “gig” se encontra no contexto de uma nova forma de organização da economia e engloba um enorme contingente de profissionais com diferentes origens sociais, educacionais e ocupacionais (Bajwa et al., 2018; Keith et al., 2020; Manyika et al., 2016) que buscam sua renda oferecendo serviços sob demanda, geralmente intermediados por tecnologia e plataformas digitais (Donovan et al., 2016; Meijerink & Keegan, 2019).

Os Estados Unidos são atualmente o maior mercado global de trabalhadores de plataforma ou independentes. Já a Índia, a Indonésia, a Austrália e o Brasil vêm se destacando pela velocidade com que a economia gig se desenvolve nesses mercados (Mastercard & Associates, 2019). Segundo dados divulgados pela Organização para Cooperação e Desenvolvimento Econômico (OCDE), o Brasil é o terceiro país com maior proporção de profissionais autônomos no mundo: são mais de 1,3 milhões de pessoas, o que representa 32,9% da mão-de-obra remota nacional, número superado apenas pela Colômbia (51,3%) e Grécia (34,1%). Além disso, embora os números do desemprego brasileiro tenham atingido números recordes (14,1 milhões) durante a pandemia de COVID-19, as ofertas para o trabalho autônomo na cidade de São Paulo, a maior metrópole brasileira, aumentaram em 43% no mesmo período (Barros, 2021). Além disso, um estudo realizado pelo Ipea (Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada) indica que aproximadamente 1,5 milhões de trabalhadores brasileiros do setor de transporte de passageiros e cargas estavam engajados na economia gig ao final de 2021. Entre esses trabalhadores, 61,2% eram de motoristas de aplicativos e táxis, 20,9% entregam mercadorias utilizando motocicletas, 14,4% atuam como mototaxistas e o restante exerce a atividade de entrega de mercadorias por outro meio de transporte (Góes et al., 2022). A distribuição geográfica dos trabalhadores mostrou maior concentração de entregadores usando motocicleta, motoristas de aplicativo e taxistas na região Sudeste, enquanto o maior número de mototaxistas está concentrado nas regiões Norte e Nordeste do país.

Para Watson et al. (2021) os trabalhadores de plataforma ou independentes possuem três características fundamentais: remuneração baseada em projetos, execução de tarefas temporárias e de prazo fixo, e alto nível de flexibilidade em relação a quando e onde o trabalho é realizado. Nesse sentido, embora se saiba que o trabalho independente é geralmente enaltecido por oferecer altos níveis de flexibilidade e autonomia, esse tipo de atividade é também suscetível a condições de precárias como baixos salários, isolamento social, trabalho em excesso, privação de sono e exaustão (Wood et al., 2019) que podem prejudicar o bem-estar dos trabalhadores.

Portanto, devido a elevada proporção de profissionais autônomos e o crescente número de trabalhadores que recorrem ao trabalho independente para gerar renda em tempos de crise econômica e altas taxas de desemprego, é recomendável e plausível que pesquisas realizadas no Brasil ofereçam insights relevantes sobre a dinâmica dessa nova forma de organização do trabalho. Nesse sentido, na modalidade de demandas de trabalho-recursos, a precariedade no trabalho foi considerada como uma hipótese de demanda associada ao trabalho independente (Keith et al., 2020) com potenciais efeitos prejudiciais em termos de saúde psicológica e desempenho. Diante disso, pelo fato de o trabalho independente estar frequentemente associado a horários de trabalho imprevisíveis, baixos salários e insegurança em relação à continuidade, muitos autores têm destacado sua precariedade (Ashford et al., 2018; MacDonald & Giazitzoglu, 2019; Petriglieri et al., 2018).

O ESTUDO

Este estudo teve como objetivo traduzir e adaptar a escala de autorrelato de precariedade no trabalho (Creed et al., 2020) para o contexto brasileiro e testar sua confiabilidade e validade entre trabalhadores adultos. Apesar da importância do tema para estudos de gestão, há escassez de medidas válidas e confiáveis na literatura científica para avaliar a precariedade no trabalho (Creed et al., 2020; Ervasti & Virtanen, 2019; Vives et al., 2010). Os estudos anteriores basearam-se principalmente em dados binários (Creed et al., 2020) e numa medida de trabalho precário publicada anteriormente, - a Escala de Precariedade no Emprego (EPRES) (Vives et al., 2010; Vives et al., 2015) - que apresentou vários dados psicométricos deficientes (Creed et al., 2020). Apesar dessas fragilidades, o instrumento, desenvolvido inicialmente para a população espanhola (Vives et al., 2010), foi adaptado e validado para avaliar as condições de trabalho precárias na Grécia (Tsopoki et al., 2019), na Suécia (Jonsson et al., 2019) e no Chile (Vives-Vergara et al., 2017). No entanto, apesar da elevada informalidade do contexto econômico brasileiro, já mencionada anteriormente, faltam instrumentos validados ou na língua portuguesa que apoiem a avaliação das condições precárias de trabalho da população brasileira abrangendo suas múltiplas dimensões.

Nesse sentido, a escala de autorrelato de precariedade no trabalho, desenvolvida originalmente por Creed et al. (2020) para medir a precariedade percebida em estudantes trabalhadores, apresenta boa confiabilidade interna e suporte inicial de validade, constituindo uma ferramenta promissora para investigação baseada em questionário que busca os efeitos da precariedade. Portanto, os esforços empreendidos neste estudo buscaram preencher essa lacuna e fornecer medidas válidas e confiáveis que poderiam então ser aplicadas em uma melhor investigação das condições de trabalho da população brasileira. Mais especificamente, este estudo visa confirmar a estrutura da escala de autorrelato de precariedade no trabalho comparando quatro modelos concorrentes (Figura 1): (a) Modelo 1 - uma medida unidimensional em que todos os 12 itens da escala de autorrelato são carregados num único fator; (b) Modelo 2 - um modelo de segunda ordem, no qual quatro fatores (condições de trabalho, remuneração do trabalho, segurança de permanência no trabalho e flexibilidade de trabalho) são carregados em um fator de nível superior que representa a precariedade no trabalho; (c) Modelo 3 - modelo de quatro fatores que representa as dimensões das condições, remuneração, segurança de permanência e flexibilidade do trabalho; e (d) Modelo 4 - um modelo bifatorial em que todos os 12 itens da escala de autorrelato carregam tanto um dos quatro fatores quanto o fator geral de precariedade no trabalho.

Figura 1
Modelos hipotéticos para escala de autorrelato de precariedade no trabalho” --

Além disso, estudos empíricos têm amplamente relacionado a precariedade no trabalho com consequências negativas para os trabalhadores, como o mal-estar (Llosa-Fernández et al., 2018) e o aumento na intenção de rotatividade (Allan et al., 2017; Sverke et al., 2002). Os estudos revelam que há uma correlação negativa entre a precariedade e o bem estar (Gildner et al., 2019; Llosa-Fernández et al., 2018; Sverke et al., 2002), enquanto apontam associações positivas com os resultados do trabalho (Allan et al., 2017; Creed et al., 2020; Cuyper et al., 2009; Feather & Rauter, 2004; Sverke et al., 2002). Portanto, espera-se que a precariedade no trabalho tenha uma relação positiva com o mal-estar e a intenção de abandonar o trabalho, e uma correlação negativa com o bem-estar e positiva com os resultados também do trabalho independente (por exemplo, criatividade, satisfação no trabalho, desempenho percebido e renda oriunda desse modelo de trabalho).

MÉTODO

Amostra e procedimentos

Para coleta de dados, foram distribuídos questionários a trabalhadores independentes brasileiros. Os critérios de inclusão baseiam-se na presença de três características primárias do trabalho independente descritas por Watson et al. (2021): (a) remuneração baseada em projetos; (b) caráter temporário do trabalho; e (c) algum nível de flexibilidade em quando/como/onde o trabalho é executado. Os participantes foram recrutados através das redes sociais e seu envolvimento no estudo foi voluntário, mediante técnica de amostragem de autosseleção, sendo salvaguardado o anonimato.

Para reduzir o risco de variância comum do método, as pesquisas foram distribuídas em três momentos diferentes, com intervalo de duas semanas, separando a medição das variáveis dependentes e independentes (Podsakoff et al., 2003). Para tanto, no Momento 1, os participantes responderam à escala de autorrelato de precariedade no trabalho; no Momento 2, responderam a questões destinadas a coletar dados referentes aos componentes hedônicos e eudaimônicos do bem-estar e do mal-estar; no Momento 3, os itens abordavam os resultados do trabalho. Para que fosse possível o envio da segunda e terceira partes do questionário a quem respondesse à primeira, no Momento 1, foi solicitado aos participantes o seu e-mail e a introdução de um código individual que permitisse a integração posterior das três partes.

Considerando todos os dados, na primeira rodada de coleta foram obtidas um total de 722 respostas. Dentre elas, 218 foram desconsideradas (207 foram removidas por não atenderem aos critérios de inclusão de respondentes como trabalhadores independentes e 11 foram devido à seleção errada em “perguntas armadilha”). Foram consideradas válidas, portanto, 504 respostas. Na segunda parte da pesquisa foram obtidas 363 respostas (taxa de resposta de 76,4%), e excluídas 12, invalidadas por não responderem adequadamente à pergunta armadilha. Por fim, na terceira rodada de coleta de dados, foram enviadas 351 perguntas e obtidas um total de 320 respostas (91,2% de taxa de resposta), sendo 304 válidas após exclusão de 16 respostas devido a pergunta armadilha.

A análise psicométrica da escala de autorrelato de precariedade no trabalho foi baseada nos dados coletados no Momento 1, enquanto a análise critério da escala foi realizada com os dados coletados no Momento 3. A caracterização da amostra no Momento 1 e no Momento 3 é apresentada na Tabela 1.

Tabela 1
Caracterização da amostra nos Momentos 1 e 3”

Caracterização da amostra
	Momento 1 (N=504)	Momento 3 (N=304)
Idade	M = 30,79; SD = 9,68	M = 31,20; SD = 9,75
Sexo
Feminino	323 (64,1%)	202 (66,4%)
Masculino	178 (35,3%)	99 (32,6%)
Não-binário	03 (0,6%)	03 (1,0%)
Nível Educacional
Escola Primária	01 (0,2%)	01 (0,3%)
Ensino Médio	168 (33,3%)	98 (32,2%)
Bacharelado	153 (30,4%)	80 (26,3%)
Especialização/MBA	63 (12,5%)	46 (15,1%)
Mestrado	85 (16,9%)	56 (18,4%)
PhD	34 (6,7%)	23 (7,6%)
Tempo atuando em trabalho independente
<1 year	103 (22,4%)	60 (19,7%)
1-3 years	182 (36,1%)	110 (36,2%)
3-5 years	87 (17,3%)	55 (18,1%)
>5 years	132 (26,2%)	79 (26,0%)
Dedicação semanal ao trabalho independente
<10 hours	113 (22,4%)	72 (23,7%)
10-20 hours	143 (28,4%)	92 (30,3%)
20-30 hours	85 (16,9%)	52 (17,1%)
30-40 hours	85 (16,9%)	47 (15,5%)
>40 hours	78 (15,5%)	41 (13,5%)

Instrumentos

Precariedade no trabalho percebida

A escala de autorrelato de precariedade no trabalho foi desenvolvida e validada para ser utilizada com jovens adultos que estudam e trabalham (Creed et al., 2020). A escala é um instrumento de autorrelato de 12 itens que mede a precariedade no trabalho em quatro dimensões, cada uma dessas com 4 itens: condições de trabalho (por exemplo, “Você é capaz de negociar as condições de trabalho que melhor lhe convêm?”), segurança de permanência no trabalho (por exemplo, “Os colegas no seu local de trabalho estão preocupados com a possibilidade de perderem o emprego num futuro próximo?”), a remuneração do trabalho (por exemplo, “O seu salário cobre despesas inesperadas?”) e a flexibilidade de trabalho (por exemplo, “Você consegue tirar férias ou folga do trabalho sem se preocupar em perder o emprego ou ser penalizado?”). Os itens são avaliados em uma escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Discordo totalmente”) a 7 (“Concordo totalmente”). Os alfas relatados por estudantes trabalhadores foram: condições de trabalho (0,82), remuneração do trabalho (0,87), segurança de permanência no trabalho (0,79) e flexibilidade de trabalho (0,86) (Creed et al., 2020).

Bem-estar

O componente eudaimônico do bem-estar no trabalho foi medido pela dimensão dedicação da Escala de Engajamento no Trabalho de Utrecht (UWES) (Schaufeli et al., 2002). Os participantes foram solicitados a avaliar os itens em uma escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Nunca”) a 7 (“Sempre”), indicando a frequência das situações descritas em cada item. O Alfa foi estimado em 0,78 no estudo original (Schaufeli et al., 2002) e em 0,89 para a versão brasileira (Vazquez et al., 2015).

O componente hedônico do bem-estar foi medido com a dimensão de experiência positiva da Escala de Afeto Positivo e Negativo (PANAS), na qual os participantes foram solicitados a avaliar suas experiências emocionais positivas (por exemplo, “Feliz”) durante as 4 semanas anteriores, em uma escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Nunca”) a 7 (“Sempre”). O Alfa foi estimado em 0,87 no estudo original (Diener et al., 2010) e em 0,89 para a versão brasileira (Silva & Caetano, 2013).

Mal-estar

O aspecto “eudaimônico” do mal-estar foi avaliado sob a dimensão exaustão emocional, do Maslach Burnout Inventory - General Survey (MBI-GS) (Maslach et al., 1996; Maslach et al., 2001). Os participantes avaliaram cada item (por exemplo, “Sinto-me cansado quando acordo de manhã e tenho que enfrentar outro dia de trabalho”) numa escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Nunca”) a 7 (“Diariamente”). O Alfa foi estimado em 0,87 no estudo original (Diener et al., 2010) e em 0,84 para a versão brasileira (Schuster et al., 2015).

O aspecto “hedônico” do mal-estar foi medido sob a dimensão de experiência negativa da Escala de Afeto Positivo e Negativo (PANAS), na qual os participantes foram solicitados a avaliar suas experiências emocionais negativas (por exemplo, “Desagradável”) durante as 4 semanas anteriores, em uma escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Nunca”) a 7 (“Sempre”). O Alfa foi estimado em 0,81 no estudo original (Diener et al., 2010) e em 0,84 para a versão brasileira (Silva & Caetano, 2013).

A criatividade foi avaliada sob a dimensão Produção de ideias criativas, com quatro itens do instrumento desenvolvido por Zhou e George (2001). Os itens (por exemplo, “Eu demonstro criatividade em minhas tarefas quando tenho oportunidade”) são avaliados em uma escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Discordo totalmente”) a 7 (“Concordo totalmente”). O valor alfa do coeficiente foi de 0,83 (Zhou & George, 2001).

A intenção de abandonar o trabalho foi medida com a escala de quatro itens de esforço geral de procura de emprego (Blau, 1993), na qual os respondentes são questionados se envolveram ativamente na procura de emprego nos últimos três meses. Os itens (por exemplo, “Concentrei meu tempo e esforço em atividades de procura de emprego”) são avaliados em uma escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Discordo totalmente”) a 7 (“Concordo totalmente”). Os valores do coeficiente alfa foram de 0,76 (Blau, 1993) e 0,90 (Sousa & Larsson, 2013).

A satisfação no trabalho foi avaliada através de três itens de satisfação geral no trabalho, desenvolvidos por Cammann et al. (1983). Os itens (por exemplo, “Sinto orgulho de fazer meu trabalho”) são avaliados em uma escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Discordo totalmente”) a 7 (“Concordo totalmente”). O valor do coeficiente alfa variou entre 0,67 e 0,95 em estudos anteriores (Fields, 2002; Namayandeh et al., 2011; O’Connor & Vaughn, 2018) e 0,89 (Ferreira et al., 2017) na população brasileira.

O desempenho percebido foi avaliado por uma Escala de Desempenho Técnico de quatro itens, desenvolvida por Abramis (1994). Os itens (por exemplo, “Na última semana, lidei com as responsabilidades e demandas diárias do meu trabalho”) são avaliados em uma escala Likert de 7 pontos, variando de 1 (“Discordo totalmente”) a 7 (“Concordo totalmente”). Os valores do coeficiente alfa foram 0,83 (Abramis, 1994) e 0,90 (Junça-Silva & Caetano, 2021).

A renda gig foi avaliada no questionamento aos entrevistados “Considerando os últimos 3 meses, qual foi a sua renda média mensal como trabalhador independente, tomando como referência a ocupação onde você trabalha mais horas?”. A renda combinada foi avaliada com a seguinte pergunta “Considerando novamente os últimos 3 meses, mas agora contabilizando todas as suas ocupações gig, qual foi a sua renda média mensal?”. Para ambas as perguntas, os respondentes tinham seis opções disponíveis, que variavam de menos de um a mais de 10 salários mínimos brasileiros.

Procedimento de tradução

A escala original de autorrelato de precariedade no trabalho em inglês foi convertida para a língua portuguesa por três tradutores profissionais. A melhor tradução para cada item foi então, selecionada com base consensual entre os tradutores. Em seguida, um tradutor independente, que não teve contato com a escala original, procedeu à tradução da escala novamente para o inglês. A precisão entre os itens das escalas original e retrotraduzida foi verificada por todos os tradutores envolvidos nas etapas anteriores (Hambleton, 2001). Por fim, a qualidade e a inteligibilidade da versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho foram testadas em um estudo piloto com uma amostra de cinco trabalhadores brasileiros, de ambos os sexos e níveis de escolaridade distintos, com idade entre 18 e 53 anos. Todos os itens foram considerados claros e compreensíveis para os participantes.

Análise estatística

Foram utilizados os softwares Statistical Package for the Social Sciences^® (SPSS, versão 27.0) e o Analysis of Moment Structures^® (SPSS AMOS, versão 28.0) para efetuar as análises estatísticas.

Num primeiro momento, foi realizada uma análise fatorial exploratória (AFE) baseada na análise de componentes principais (ACP) para determinar a estrutura interna das escalas. Os fatores foram extraídos usando uma rotação oblíqua (Direct Oblimin) (Bartholomew et al., 2011a; Bartholomew et al., 2011b; Longo et al., 2016).

Após a AFE, foi então realizada uma análise fatorial confirmatória (AFC). Na amostra, todos os valores univariados de assimetria e curtose ficaram abaixo de 2 e de 7. No entanto, o coeficiente de Mardia para normalidade multivariada excedeu o valor de 5 (p < 0,001), sugerindo a não normalidade multivariada (Kline, 2016). Portanto, a AFC foi conduzida por meio do método de máxima verossimilhança acompanhado da técnica de bootstrapping com 5.000 iterações. Para comparar o modelo ft entre modelos concorrentes, vários índices foram adotados: χ2/df, índice de ajuste comparativo (CFI), raiz quadrada média residual padronizada (SRMR), raiz quadrada média do erro de aproximação (RMSEA), Critério de Informação Bayesiano (BIC) e Critério de Informação de Akaike (AIC).

Diretrizes gerais indicam que os valores das razões χ2/df da ordem de 3/1 ou menos indicam modelos de melhor ajuste (Hair et al., 2013). CFI ≥ 0,95 é considerado indicativo de um modelo de bom ajuste (Bentler, 1990; Brown, 2006; Hu & Bentler, 1999; Kline, 2016). Valores de SRMR de 0,08 ou menos são desejados (com CFI acima de 0,92) (Brown, 2006; Hair et al., 2013; Hu & Bentler, 1999). Valores RMSEA abaixo de 0,05 indicam bom ajuste (Browne & Cudeck, 1989). Tanto o BIC quanto o AIC são medidas destinadas a comparar modelos para identificar aquele com melhor poder preditivo, que geralmente é o modelo com os menores valores de AIC ou BIC (Hair et al., 2013).

A análise de confiabilidade foi realizada por meio da estimação dos coeficientes alfa de Cronbach e ômega de McDonald, e por meio de estimativas de modelos bifatoriais.

A validade de critério foi feita através da análise de correlações de ordem zero.

RESULTADOS

Antes das análises principais, o conjunto de dados foi triado para detectar valores discrepantes: quatro valores discrepantes univariados (ou seja, Z < 3) e nove multivariados (ou seja, distância de Mahalanobis em p < 0,001) foram identificados e removidos da análise.

Análise Fatorial Exploratória (AFE)

A AFE foi realizada para determinar a estrutura interna da versão brasileira da escala de Precariedade no Trabalho. Os dados e a amostra foram considerados adequados para ACP, pois o valor de Kaiser-Meyer-Olkin é superior a 0,60 (KMO = 0,784) e o teste de esfericidade de Bartlett é significativo (p < 0,001). Os primeiros seis autovalores (e % de variância contabilizada) foram 4,18 (34,73%), 1,61 (13,41%), 1,54 (12,82%), 1,33 (11,09%), 0,69 (5,73%) e 0,58 (4,86%).

Foram realizadas análises de o gráfico scree plot e verificação dos autovalores, indicando a retenção de quatro fatores, que foram extraídos usando uma rotação oblíqua (Direct Oblimin). A Tabela 2 mostra que 11 itens apresentaram cargas fatoriais > 0,70, e um item apresentou cargas fatoriais superiores a 0,6.

Tabela 2
Itens e cargas fatoriais da versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho

	Coeficientes de estrutura				Coeficientes Padrão
	JF	JR	JS	JC	JF	JR	JS	JC
Você consegue tirar férias ou interromper o trabalho sem preocupar-se em ser penalizado? (R) Are you able to take time off for a holiday or break from work without worrying about losing your job or being penalized? (R)	,829				,807
Você pode tirar uma folga se não estiver sentindo-se bem sem preocupar-se em ser penalizado? (R) Are you able to take time off if you are unwell without worrying about losing your job or being penalized (e.g., hours cut)? (R)	,930				,927
Você pode tirar uma folga por motivos pessoais sem preocupar-se em ser penalizado? (R) Are you able to take time off for personal reasons without worrying about losing your job or being penalized? (R)	,933				,943
Você pode opinar sobre quantas horas você trabalha por semana? (R) Do you have a say in how many hours you work each week? (R)				-,886				-,895
Você consegue negociar seu horário de trabalho (por exemplo, os dias e horários em que trabalha)? (R) Are you able to negotiate your work schedule (e.g., the days and times you work)? (R)				-,860				-,846
Como trabalhador independente, você consegue negociar as condições de trabalho que mais lhe convêm? (R) Are you able to negotiate working conditions that better suit you? (R)				-,829				-,822
Seu pagamento atende despesas inesperadas? (R) Does your pay meet unexpected expenses? (R)		-,844				-,804
Seu pagamento permite gastos opcionais (por exemplo, férias, restaurantes, hobbies)? (R) Does your pay enable discretionary spending (e.g., holidays, eating out, hobbies)? (R)		-,835				-,787
Seu pagamento cobre suas necessidades básicas (por exemplo, comida, aluguel/renda, empréstimos, contas)? (R) Does the pay from your job/s cover your basic needs (e.g., food, rent/loans, bills)? (R)		-,784				-,830
Você está preocupado em perder sua ocupação atual em um futuro próximo? Are you concerned about losing your current job in the near future?			,843				,825
As pessoas no seu contexto de trabalho estão preocupadas com a possibilidade de perderem a ocupação em um futuro próximo? Are colleagues at your workplace concerned that they will lose their job in the near future?			,823				,846
A sua ocupação atual é insegura (por exemplo, ela pode ser facilmente rescindida pelo seu empregador/cliente)? Is your current job insecure (e.g., your job could easily be terminated by your employer)?			,700				,688

Notes: R = reversed items.

Análise Fatorial Confirmatória (AFC)

Os índices de ajuste globais resultantes da AFC obtidos nos quatro modelos concorrentes são apresentados na Tabela 3. Considerando todos os índices, especialmente BIC e AIC, o Modelo 4 apresentou-se o mais adequado. O modelo bifatorial foi escolhido para as demais análises.

Tabela 3
Medidas de adequação dos modelos concorrentes - versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho

Modelo	x2	x2/df	df	cfi	rmsea (90% ci)	BIC	AIC
Modelo 1	1143,053	21,168	54	,552	,202 (,192 - ,212)	1292,011	1191,053
Modelo 2	89,324	1,861	48	,983	,042 (,028 - ,055)	275,521	149,324
Modelo 3	94,032	1,881	50	,982	,042 (,029 - ,055)	267,816	150,032
Modelo 4	65,612	1,458	45	,992	,030 (,011 - ,046)	270,429	131,612

Os valores dos pesos de regressão padronizados para cada uma das quatro dimensões específicas e a precariedade geral do trabalho são apresentados na Tabela 4. Todas as cargas fatoriais foram significativas em p < 0,05.

Tabela 4
Cargas fatoriais padronizadas do modelo bifatorial para versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho

	Dimensão geral Precariedade no Trabalho	Dimensões específicas
Condições de trabalho
Item 1	,527	,689
Item 2	,531	,588
Item 3	,536	,467
Remuneração do trabalho
Item 1	,511	,623
Item 2	,511	,616
Item 3	,200	,572
Flexibilidade de trabalho
Item 1	,469	,498
Item 2	,522	,750
Item 3	,511	,777
Segurança no trabalho
Item 1	,480	,651
Item 2	,340	,621
Item 3	,385	,350

Nota: Todas as cargas fatoriais foram significativas em p < 0,05,

A Figura 2 ilustra o modelo bifatorial.

Figura 2
Análise fatorial confirmatória da versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho

Confiabilidade

O coeficiente alfa de Cronbach informa o grau em que as respostas são consistentes entre os itens de uma medida, com valores desejados acima de 0,70 (Hair et al., 2013; Kline, 2016). Os coeficientes alfa de Cronbach (Tabela 5) para todas as dimensões ficaram acima do limite de aceitabilidade, incluindo também a escala completa. A dimensão com melhor consistência interna foi a flexibilidade de trabalho (0,88), enquanto a segurança de permanência obteve o resultado mais baixo nesse quesito (0,70).

Tabela 5
Estimativas alfa de confiabilidade para dimensões da versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho

Dimensão	Coeficientes alfa de Cronbach
	Versão Brasileira	Versão Original
Escala completa	,82	,83
Condições de trabalho	,82	,82
Remuneração do trabalho	,76	,87
Segurança no trabalho	,70	,79
Flexibilidade de trabalho	,88	,86

Para explorar melhor as propriedades do modelo bifatorial, foram calculados os seguintes índices: variância comum explicada (ou seja, proporção da variância comum explicada pelo fator geral em comparação com os fatores específicos), Ômega (ou seja, a proporção da variância explicada ao considerar todos os itens de um fator), Ômega H (ou seja, a proporção de variância única explicada por um fator) e Ômega Relativo (ou seja, a porcentagem de variância confiável atribuída a um fator) (Reise et al., 2013). As estimativas foram obtidas usando uma calculadora de índices bifatoriais (Dueber, 2017) e são apresentadas na Tabela 6.

Tabela 6
Estimativas bifatoriais - Escala de autorrelato de precariedade no trabalho

Dimensão	VCE	Omega/ OmegaS	OmegaH/ OmegaHS	Omega Relativo
Fator Geral	0,37	0,90	0,63	0,70
Segurança no trabalho	0,55	0,83	0,45	0,55
Flexibilidade de trabalho	0,66	0,78	0,54	0,69
Remuneração do trabalho	0,65	0,88	0,57	0,65
Condições de trabalho	0,65	0,72	0,46	0,64

Nota: VCE = Variância Comum Explicada.

Em relação à variância comum explicada, os valores desejados deveriam exceder 0,60, o que foi observado nas dimensões flexibilidade no trabalho, remuneração e condições de trabalho. Já o valor da segurança de permanência no trabalho ficou ligeiramente abaixo do limite (0,55), e o fator geral ficou ainda mais baixo (0,37). Os valores ômega permaneceram acima de 0,70, indicando confiabilidade aceitável, sendo o maior valor aquele obtido para o fator geral (0,90), o que mostra que tanto o fator geral quanto as subescalas apresentaram alta confiabilidade. No que diz respeito ao Ômega H, as pontuações do fator geral, da flexibilidade de trabalho e da remuneração do trabalho estão acima do valor desejado de 0,50, enquanto os valores para a segurança de permanência no trabalho (0,45) e as condições de trabalho (0,46) ficaram apenas ligeiramente abaixo do limiar, indicando que tanto os fatores gerais quanto de subescala geram medidas significativas de precariedade no trabalho. Por fim, no que diz respeito ao Ômega Relativo, todos os valores estão acima de 0,55, sendo o maior valor atribuído ao fator geral, que explica 70% de variância confiável no composto multidimensional; portanto, tanto a escala geral quanto as subescalas representaram uma variação significativa no modelo.

Validade do critério

Para avaliar a validade de critério, foram testadas as relações entre precariedade e variáveis de resultados de trabalho e bem-estar/mal-estar. Considerando que a investigação empírica associou extensivamente a precariedade no trabalho com consequências negativas para os trabalhadores, tais como o mal-estar (Llosa-Fernández et al., 2018) e as intenções de rotatividade (Allan et al., 2017; Sverke et al., 2002), ao mesmo tempo em que está negativamente associado ao bem-estar (Gildner et al., 2019; Llosa-Fernández et al., 2018; Sverke et al., 2002) e aos resultados positivos no trabalho (Allan et al., 2017; Creed et al., 2020; Cuyper et al., 2009; Feather & Rauter, 2004; Sverke et al., 2002), espera-se que a precariedade no trabalho tenha uma relação positiva com o mal-estar e a intenção de abandonar o trabalho, e uma relação negativa com o bem-estar e os resultados positivos do trabalho independente (por exemplo, criatividade, satisfação no trabalho, desempenho percebido e renda gig).

A matriz de correlação (Tabela 7) demonstra que a precariedade no trabalho e suas quatro dimensões não apresentam associações significativas com variáveis sociodemográficas. A única exceção é a associação negativa entre remuneração do trabalho e dedicação semanal ao trabalho independente.

Tabela 7
Correlações bivariadas entre variáveis incluídas no estudo - Escala de autorrelato de precariedade no trabalho

Variável	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15	16
1. IDA	--
2. ESC	,51**	--
3. TEMPIND	,43**	,20**	--
4. DEDTI	,07	,08	,07	--
5. JP	,09	,03	,02	-,04	--
6. JC	,08	,01	-,05	,11	,65**	--
7. JR	,04	-,03	-,03	-,28**	,64**	,25**	--
8. JS	-,00	,05	-,05	,07	,65**	,23**	,25**	--
9. JF	,10	,04	,10	-,00	,75**	,35**	,28**	,35**	--
10. BEM	,16**	,05	,12*	,09	-,43**	-,36**	-,30**	-,34**	-,24**	--
11. MAL	-,20**	,02	-,02	,14*	,34**	,27**	,17**	,26**	,27**	-,56**	--
12. CRIA	,03	,08	,01	,12*	-,47**	-,30**	-,48**	-,29**	-,25**	,40**	-,21**	--
13. INTE	-,16**	-,08	-,08	-,01	,40**	,19**	,31**	,30**	,27**	-,35**	,33**	-,39**	--
14. EMP	,09	,05	,01	,04	-,47**	-,35**	-,29**	-,34**	-,31**	,66**	-,45**	,47**	-,47**	--
15. PERF	,02	-,09	,01	,11	-,23**	-,10	-,22**	-,21**	-,12*	,32**	-,27**	,28**	-,18**	,40**	--
16. REND	,30**	,35**	,24**	,35**	-,26**	-,04	-,44**	-,10	-,11	,18**	-,05	,35**	-,33**	,20**	,09	--

Nota: IDA = Idade; ESC = escolaridade; TEMPIND = tempo atuando como trabalhador independente; DEDTI = dedicação semanal ao trabalho independente; JP = precariedade no trabalho; JC = condições de trabalho; JR = remuneração do trabalho; JS = insegurança no trabalho; JF = flexibilidade de trabalho; BEM = bem-estar; MAL = mal-estar; CRIA = criatividade; INTE = intenção de deixar a ocupação; EMP = satisfação no trabalho; PERF = desempenho percebido; REND = renda do trabalho independente.
• ^**
  p <,01;
• ^*
  p <,05

Por outro lado, os resultados indicam que tanto o bem-estar quanto o mal-estar apresentam correlações significativas com a precariedade no trabalho e as suas quatro dimensões. No entanto, embora as associações com o bem-estar sejam negativas e moderadas, as associações com o mal-estar são positivas e variam de fracas a moderadas.

Por fim, considerando os resultados do trabalho, tanto a precariedade quanto a remuneração do trabalho mostram associações significativas com todas as variáveis investigadas. Por outro lado, a dimensão das condições de trabalho não se correlaciona significativamente com o desempenho percebido e a renda do trabalho independente, enquanto a segurança de permanência e a flexibilidade no trabalho não têm uma relação significativa com a renda do trabalho independente. Além disso, a precariedade no trabalho e as suas dimensões correlacionam-se negativamente tanto com resultados positivos no trabalho quanto com a intenção de abandoná-lo.

DISCUSSÃO

Este estudo teve como objetivo adaptar e validar a escala de autorrelato de precariedade no trabalho para a população trabalhadora brasileira. A escala, originalmente desenvolvida para avaliar condições precárias de trabalho entre jovens adultos que estudam e trabalham (Creed et al., 2020), apresentou comportamento aceitável. No geral, os resultados obtidos neste estudo fornecem evidências de validade e confiabilidade, mostrando que a escala de autorrelato de precariedade no trabalho é um instrumento com qualidades psicométricas robustas para avaliar a percepção dos trabalhadores independentes brasileiros sobre condições de trabalho precárias.

Na mesma linha de estudos anteriores (Creed et al., 2020), a AFE realizada nos 12 itens da escala de autorrelato de precariedade no trabalho extraiu quatro fatores adequadamente individualizados, distinguindo as dimensões que avaliam as condições de trabalho, flexibilidade de trabalho, remuneração do trabalho e segurança de permanência no trabalho.

Posteriormente, os resultados da AFC indicaram que o Modelo 4 apresentou os índices de ajuste mais adequados em relação aos demais modelos considerados neste estudo, incluindo a pontuação mais baixa para os índices AIC e BIC, onde valores mais baixos indicam melhor ajuste do modelo (Hair et al., 2013). Portanto, a melhor organização estrutural da escala de autorrelato de precariedade no trabalho é a solução do modelo bifatorial, na qual todos os 12 itens carregam tanto um dos quatro fatores quanto o fator geral de precariedade no trabalho. No estudo original, o modelo de quatro fatores apresentou o AIC mais baixo, porém as melhorias em relação ao modelo bifatorial foram marginais (Creed et al., 2020), reforçando o pressuposto de que a escala de precariedade é uma medida multidimensional com estrutura hierárquica , permitindo a avaliação de uma única medida de precariedade no trabalho (ou seja, em grande escala) ou de cada um dos quatro construtos separadamente, a fim de abordar diferentes aspectos dos arranjos de trabalho precário.

Para testar a confiabilidade da versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho, foram calculados os coeficientes alfa de Cronbach e os índices bifatoriais. Os resultados indicam que a escala de autorrelato de precariedade no trabalho apresenta consistência interna adequada para todas as quatro dimensões e para a escala completa, uma vez que todas as estimativas obtidas estão acima de 0,70. Tanto na escala original quanto na versão brasileira, a segurança de permanência no trabalho é a dimensão com menor alfa, e enquanto na versão brasileira a flexibilidade de trabalho apresentou a maior confiabilidade interna, a remuneração no trabalho teve o maior alfa na versão original (Creed et al., 2020). Além disso, os índices bifatoriais indicam alta confiabilidade para o fator geral e as subescalas (embora várias pontuações para a variância comum explicada e para Ômega H tenham ficado ligeiramente abaixo do limiar desejado), sugerindo que tanto o fator geral como as quatro dimensões fornecem avaliações significativas da precariedade no trabalho em trabalhadores brasileiros.

Ressalta-se que as dimensões da escala são denominadas após a versão original (Creed et al., 2020). No entanto, os itens que constituem as escalas de condições de trabalho, remuneração do trabalho e flexibilidade de trabalho recebem pontuação invertida. Nesse sentido, a dimensão condições de trabalho refere-se à percepção de desempoderamento e vulnerabilidade para estabelecer ou defender condições de trabalho adequadas (Vives et al., 2010); a dimensão da remuneração do trabalho visa abordar a inadequação dos rendimentos e os baixos salários amplamente associados a formas precárias de emprego (Benach et al., 2014; Creed et al., 2020; Mullany et al., 2021; Vives et al., 2010); e os itens da flexibilidade de trabalho abrangem aspectos relativos à capacidade limitada dos trabalhadores independentes para exercer direitos como licenças por doença (Vives et al., 2010; Vives et al., 2015). Por fim, a dimensão da segurança de permanência no trabalho apresenta os itens que avaliam como os trabalhadores estão percebendo as chances de continuar exercendo a atividade no futuro, o que constitui um componente-chave no trabalho precário (Allan et al., 2021; Bosmans et al., 2016; Hellgren et al., 1999).

Finalmente, no que diz respeito à análise da validade de critério, os resultados são consistentes com os resultados empíricos que demonstram que a precariedade no trabalho está associada tanto a experiências subjetivas negativas como a resultados no trabalho também negativos.

Os resultados indicam que tanto o bem-estar quanto o mal-estar apresentam correlações significativas entre a precariedade no trabalho e as suas quatro dimensões. A associação entre trabalho precário e aumento dos níveis de mal-estar tem sido apoiada por pesquisas teóricas (Benach et al., 2014; Benach et al., 2016), meta-analíticas (Llosa-Fernández et al., 2018) e empíricas, realizadas com amostras de trabalhadores europeus (Mai et al., 2019) e africanos (Mullany et al., 2021). Da mesma forma, a ligação entre a precariedade no trabalho e a diminuição dos níveis de bem-estar tem sido extensivamente sugerida por evidências meta-analíticas (Cheng & Chan, 2008; Llosa-Fernández et al., 2018; Sverke et al., 2002) e pesquisas empíricas realizadas com estudantes trabalhadores australianos (Creed et al., 2020), adultos mais velhos da China, Gana, Índia, México, Rússia e África do Sul (Gildner et al., 2019) e trabalhadores espanhóis temporários e permanentes (Vives et al., 2010). Os resultados obtidos neste estudo apoiam Ronnblad et al. (2019) que conceituam a precariedade no trabalho como um estressor, considerando seus efeitos nocivos na saúde psicológica e no bem-estar dos trabalhadores.

Além disso, a precariedade no trabalho e as suas quatro dimensões também foram estatisticamente associadas a resultados adversos. Essas descobertas encontram respaldo em pesquisas anteriores sobre o tema (Allan et al., 2021), especificamente no caso da inadequação salarial, que tem sido associada à diminuição do desempenho (Allan et al., 2017). Já as intenções de rotatividade têm sido associadas tanto a dimensão de segurança de permanência no trabalho (Sverke et al., 2002) como a remuneração inadequada (Sverke et al., 2002). No entanto, vale ressaltar que, neste estudo, as condições de trabalho não se correlacionaram com o desempenho percebido e a renda do trabalho independente, sugerindo que o desempenho dos trabalhadores independentes não é afetado pela sua capacidade de se estabelecer, isso pode ocorrer pelo fato de que esses trabalhadores geralmente têm um alto nível de flexibilidade e autonomia para definir horários e métodos de trabalho; de fato, neste estudo, embora os respondentes tenham pontuado muito baixo nas condições de trabalho (M = 2,91), as pontuações médias para autonomia de horário e método ultrapassaram 5, potencialmente afetando as associações entre as variáveis.

Além disso, a renda do trabalho independente não parece estar associada às dimensões das condições de trabalho, flexibilidade e segurança de permanência, possivelmente devido ao fato de que, em muitas plataformas, tanto a remuneração quanto a disponibilidade desse tipo de trabalho são definidas por critérios estabelecidos por algoritmos e/ou clientes, portanto, os trabalhadores só podem exercer sua autonomia para aceitar/recusar as ofertas para gerar sua renda. Por certo, a remuneração e o rendimento do trabalho estão estatisticamente associados à dedicação semanal à ele, sugerindo que, para compensar os baixos salários (ou seja, a remuneração), os trabalhadores dedicam longas horas a fim de manter um rendimento aceitável. Da mesma forma, a investigação empírica já identificou que esses trabalhadores são mais suscetíveis a condições de trabalho precárias, como baixos salários, isolamento social, excesso de esforço, privação de sono e exaustão (Wood et al., 2019). Portanto, devido à escassez de pesquisas empíricas sobre o tema, os resultados obtidos neste estudo vão ao encontro dos pressupostos teóricos que tratam dos efeitos deletérios das condições precárias à saúde e ao bem-estar a que está submetida a maioria dos trabalhadores de plataforma ou independentes.

Finalmente, esta pesquisa traz valiosas contribuições teóricas. Apesar da relevância da precariedade no trabalho para os estudos de gestão, são poucas as medidas válidas e confiáveis na literatura científica para avaliá-la (Creed et al., 2020; Ervasti & Virtanen, 2019; Vives et al., 2010). Outros estudos basearam-se principalmente em dados binários (Creed et al., 2020) e uma medida de precariedade no trabalho publicada anteriormente - a Escala de Precariedade no Emprego (EPRES) (Vives et al., 2010; Vives et al., 2015) - que apresenta várias deficiências psicométricas (Creed et al., 2020). Nesse sentido, a introdução da versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho traz diversas contribuições e implicações para a prática e a pesquisa. Ela inaugura uma medida confiável e válida para investigar adequadamente as condições precárias a que estão submetidos os trabalhadores independentes. Face ao crescente corpo de investigação empírica que estuda o efeito da precariedade no trabalho no mal-estar, no bem-estar e nos resultados do trabalho (Allan et al., 2017; Allan et al., 2021; Benach et al., 2014; Benach et al., 2016; Bosmans et al., 2016; Cheng & Chan, 2008; Creed et al., 2020; Cuyper et al., 2009; Feather & Rauter, 2004; Gildner et al., 2019; Hellgren et al., 1999; Jiang & Probst, 2013; Llosa-Fernández et al., 2018; Mai et al., 2019; Mullany et al., 2021; Ronnblad et al., 2019; Sverke et al., 2002), a população ativa tinha sido negligenciada até agora. Portanto, este estudo oferece evidências que indicam que, entre os trabalhadores independentes, a associação entre a precariedade no trabalho e o bem-estar, o mal-estar e os resultados do trabalho independente está em linha com estudos empíricos anteriores realizados com amostras de outras culturas e contextos de trabalho.

Recomendações para prática

Formas não padronizadas de arranjos de trabalho, como o freelance e gig, têm recebido pouca atenção da literatura de psicologia industrial e organizacional (Bergman & Jean, 2016; Keith et al., 2020; Watson et al., 2021), impondo novas implicações e desafios para os profissionais de gestão de RH (Kelliher & Anderson, 2009; Kowalski & Loretto, 2017; McDonnell et al., 2021), especialmente porque um número crescente de empresas tem confiado na força de trabalho independente para melhorar a produtividade e reduzir custos (Intuit, 2010; Yildirmaz et al., 2020). Nesse sentido, considerando as mudanças profundas e contínuas que afetaram as relações e condições de trabalho nas últimas décadas, as investigações sobre a influência das condições de trabalho tanto no bem-estar quanto no mal-estar (Keith et al., 2020; Kowalski & Loretto, 2017; Watson et al., 2021) e, consequentemente, os resultados do trabalho podem oferecer contribuições gerenciais práticas para o desenvolvimento de intervenções, a fim de melhorar o bem-estar dos trabalhadores e minimizar o mal-estar. Além disso, compreender os antecedentes e as consequências das experiências subjetivas positivas e negativas dos trabalhadores pode fornecer aos profissionais de RH, às organizações e aos decisores políticos informações consistentes para proporcionar aos trabalhadores condições de trabalho justas e decentes, promovendo um ambiente de trabalho saudável (Kowalski & Loretto, 2017; Marmot, 2010).

Neste estudo, constatou-se que a precariedade no trabalho afeta tanto o mal-estar (aumentando-o) quanto o bem-estar (diminuindo-o), e, posteriormente, os resultados do trabalho. Neste sentido, embora a essência do trabalho independente esteja alinhada com a conceituação de precariedade, ações como o estabelecimento de um salário mínimo, proteção à saúde e subsídio de férias, já asseguradas por lei em locais como o Reino Unido e a Califórnia (Marshall, 2019; McCulloch, 2021; Siddiqui, 2020), podem ser adotadas pelas plataformas digitais com o objetivo não só de promover a saúde mental dos trabalhadores, mas também de melhorar os serviços que prestam aos clientes.

As evidências também indicam que a percepção de autonomia tende a promover experiências positivas entre os trabalhadores e, consequentemente, obter resultados desejáveis no trabalho. Nesse sentido, autonomia refere-se à liberdade proporcionada aos trabalhadores para definir seu horário de trabalho, tomar decisões e determinar os procedimentos e métodos necessários para executar tarefas associadas ao seu trabalho (Hackman & Oldham, 1975; Morgeson & Humphrey, 2006). Embora o trabalho independente seja geralmente elogiado por proporcionar altos níveis de autonomia (Bajwa et al., 2018; Donovan et al., 2016), os profissionais ficam sujeitos à gestão algorítmica e muitas vezes têm pouca autonomia para selecionar a oportunidade de trabalho mais atraente ou apropriada, definir preços e negociar termos e condições ou determinar o ritmo do seu trabalho (Jabagi et al., 2019; Kuhn, 2016; Wood et al., 2019). Diante disso, conforme sugerido por Jabagi et al. (2019), a implementação de contextos de trabalho independente “que apoiam a autonomia” deve garantir seus efeitos benéficos tanto para os trabalhadores como para os resultados do trabalho. Para esse propósito, tais contextos demandam a presença de fatores facilitadores, tal como autonomia para tomada de decisão (por exemplo, atribuição de trabalho, negociação de preços e penalidades de cancelamento), autonomia de métodos de trabalho (por exemplo, padronização e vigilância de tarefas), e uma perspectiva de feedback e reconhecimento (por exemplo, feedback positivo, construtivo, penalidades nas avaliações e oportunidade de recorrer no caso de avaliações injustas).

Além disso, a criação de fóruns e chats online que promovam informação e apoiem o intercâmbio entre trabalhadores independentes, mesmo que geograficamente distantes, pode ser uma ferramenta importante para satisfazer as necessidades de apoio social dos trabalhadores e reduzir os efeitos nocivos associados à precariedade no trabalho. De fato, um estudo realizado com 10.000 trabalhadores de plataformas digitais identificou eles faziam uso de alguma rede de comunicação para apoio mútuo e compartilhamento de informações (Yin et al., 2016).

Em suma, os resultados da investigação sugerem vários cursos de ação para decisores políticos, plataformas digitais, profissionais de gestão de recursos humanos e organizações que dependem da força de trabalho independente para reduzir as experiências subjetivas negativas a ele e os resultados de trabalho indesejáveis associados a esse fenômeno. Globalmente, sugere-se que a redução das condições precárias associadas ao trabalho independente reduz o mal-estar e aumenta o bem-estar entre os trabalhadores.

CONCLUSÃO

Ao introduzir a versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho, este estudo traz diversas contribuições e implicações para a prática e a pesquisa. Primeiramente, introduz uma medida confiável e válida para investigar adequadamente as condições precárias a que estão submetidos os trabalhadores de plataforma ou independentes. Apesar do crescente corpo de pesquisas empíricas que investigam o efeito da precariedade no trabalho sobre o mal-estar, o bem-estar e os resultados do trabalho (Allan et al., 2017; Allan et al., 2021; Benach et al., 2014; Benach et al., 2016; Bosmans et al., 2016; Cheng & Chan, 2008; Creed et al., 2020; Cuyper et al., 2009; Feather & Rauter, 2004; Gildner et al., 2019; Hellgren et al., 1999; Jiang & Probst, 2013; Llosa-Fernández et al., 2018; Mai et al., 2019; Mullany et al., 2021; Ronnblad et al., 2019; Sverke et al., 2002) este estudo fornece evidências empíricas que indicam que, entre esses trabalhadores, a associação entre a precariedade no trabalho com o bem-estar, o mal-estar e os resultados do trabalho está em linha com estudos teóricos e empíricos anteriores realizados em outras culturas e contextos de trabalho.

Em segundo lugar, este estudo foi realizado com uma amostra de trabalhadores independentes brasileiros e apresenta um instrumento em língua portuguesa, contribuindo para a diversificação e generalização dos estudos realizados na investigação de consequências subjetivas e objetivas das más condições associadas a esta nova forma de organização do trabalho. Portanto, devido à elevada proporção desses trabalhadores e ao crescente número de brasileiros que recorrem ao trabalho independente para gerar renda em tempos de crise econômica e altas taxas de desemprego (Barros, 2021; Góes et al., 2022; Mastercard & Associates , 2019), é recomendável e plausível que uma pesquisa empírica realizada com a população brasileira de trabalhadores independentes ofereça insights relevantes sobre a dinâmica desse novo arranjo, satisfazendo assim a necessidade de pesquisas empíricas sobre bem-estar no local de trabalho realizadas nos países em desenvolvimento ou países de menor renda, indicados por Kowalski e Loretto (2017). Contudo, é importante que este estudo seja replicado com amostras compostas por trabalhadores de outros segmentos da economia e de outros países, a fim de verificar se as relações encontradas neste estudo também são observadas em outras populações.

O presente estudo também apresenta algumas limitações. Em primeiro lugar, baseou-se na técnica de amostragem de autosseleção, o que significa que os trabalhadores temporários optaram voluntariamente por participar do questionário (Saunders et al., 2009). Embora esta técnica de amostragem não probabilística economize tempo e custos, ela pode potencialmente levar a um viés de autosseleção, visto que os trabalhadores independentes que optaram por participar do estudo podem não ser equivalentes, em termos das variáveis investigadas, ao grupo de trabalhadores que optaram por não participar, o que exige cautela na generalização dos resultados para toda a população em questão. Além disso, uma vez que o questionário foi divulgado online, os trabalhadores independentes que não têm acesso à Internet estão sub-representados na amostra. Portanto, estudos futuros podem se beneficiar ao replicar esta pesquisa em amostras mais representativas de diferentes perfis de trabalho. Em segundo lugar, os resultados da validade de critério relativos às relações entre a precariedade no trabalho e os resultados psicológicos e laborais são transversais, porém, tornam-se necessários estudos longitudinais para explorar as influências causais entre as variáveis.

Finalmente, a amostra deste estudo foi composta principalmente por trabalhadores independentes tradicionais brasileiros (ou seja, trabalhadores independentes que não dependem de redes habilitadas tecnologicamente ou de agências de emprego para encontrar trabalho) (Watson et al., 2021). Embora algumas características associadas ao trabalho independente sejam experimentadas pelos trabalhadores em geral, outros perfis de trabalhadores independentes (por exemplo, prestadores de serviços característicos da economia gig, fornecedores de bens relacionados a essa economia, fornecedores de dados gig e trabalhadores independentes encaminhados por a agências de emprego) podem ser mais suscetíveis a certas demandas e recursos pela natureza do trabalho independente realizado (Keith et al., 2020; Watson et al., 2021), o que requer cautela na generalização dos resultados para toda uma população de trabalho independente. Da mesma forma, na interpretação dos resultados deste estudo, é importante considerar que, devido à sua dimensão continental, o Brasil apresenta particularidades regionais no que diz respeito à atividade econômica e cultural, tanto no que diz respeito ao trabalho independente (como apresentado no estudo de Góes et al. (2022) sobre a distribuição de trabalhadores na economia gig) ou sobre outras profissões sujeitas a condições de trabalho precárias.

Portanto, o presente estudo contribui para a literatura atual ao apresentar a versão brasileira da escala de autorrelato de precariedade no trabalho, que é considerada equivalente à versão existente em língua inglesa, com qualidades psicométricas robustas para avaliar a percepção dos trabalhadores de plataforma ou independentes sobre a precariedade no trabalho no contexto brasileiro.

• Avaliado pelo sistema de revisão duplo-anônimo. Editor Associado: Adebukola E. Oyewunmi
• Os/As avaliadores/as não autorizaram a divulgação de sua identidade e relatório de avaliação por pares.

REFERENCES

• Abramis, D. J. (1994). Relationship of job stressors to job performance: Linear or an inverted-U? Psychological Reports, 75(1), 547-558. https://doi.org/10.2466/pr0.1994.75.1.547
  » https://doi.org/10.2466/pr0.1994.75.1.547
• Allan, B. A., Autin, K. L., & Wilkins-Yel, K. G. (2021). Precarious work in the 21st century: A psychological perspective. Journal of Vocational Behavior, 126, 103491. https://doi.org/10.1016/j.jvb.2020.103491
  » https://doi.org/10.1016/j.jvb.2020.103491
• Allan, B. A., Tay, L., & Sterling, H. M. (2017). Construction and validation of the Subjective Underemployment Scales (SUS). Journal of Vocational Behavior, 99, 93-106. https://doi.org/10.1016/j.jvb.2017.01.001
  » https://doi.org/10.1016/j.jvb.2017.01.001
• Ashford, S. J., Caza, B. B., & Reid, E. M. (2018). From surviving to thriving in the gig economy: A research agenda for individuals in the new world of work. Research in Organizational Behavior, 38, 23-41. https://doi.org/10.1016/j.riob.2018.11.001
  » https://doi.org/10.1016/j.riob.2018.11.001
• Bajwa, U., Knorr, L., Di Ruggiero, E., Gastaldo, D., Zendel, A. J. G., & Health. (2018). Towards an understanding of workers’ experiences in the global gig economy 14(124), 2-4.
• Barros, A. (2021). Desemprego recua para 13,7% e atinge 14,1 milhões de pessoas no tri até julho https://agenciadenoticias.ibge.gov.br/agencia-noticias/2012-agencia-de-noticias/noticias/31732-desemprego-recua-para-13-7-e-atinge-14-1-milhoes-de-pessoas-no-tri-ate-julho
  » https://agenciadenoticias.ibge.gov.br/agencia-noticias/2012-agencia-de-noticias/noticias/31732-desemprego-recua-para-13-7-e-atinge-14-1-milhoes-de-pessoas-no-tri-ate-julho
• Bartholomew, K. J., Ntoumanis, N., Ryan, R. M., Bosch, J. A., & Thogersen-Ntoumani, C. (2011a). Self-determination theory and diminished functioning: the role of interpersonal control and psychological need thwarting. Pers Soc Psychol Bull, 37(11), 1459-1473. https://doi.org/10.1177/0146167211413125
  » https://doi.org/10.1177/0146167211413125
• Bartholomew, K. J., Ntoumanis, N., Ryan, R. M., & Thogersen-Ntoumani, C. (2011b). Psychological need thwarting in the sport context: assessing the darker side of athletic experience. Journal of Sport and Exercise Psychology, 33(1), 75-102. https://doi.org/10.1123/jsep.33.1.75
  » https://doi.org/10.1123/jsep.33.1.75
• Benach, J., Vives, A., Amable, M., Vanroelen, C., Tarafa, G., & Muntaner, C. (2014). Precarious employment: Understanding an emerging social determinant of health. Annu Rev Public Health, 35, 229-253. https://doi.org/10.1146/annurev-publhealth-032013-182500
  » https://doi.org/10.1146/annurev-publhealth-032013-182500
• Benach, J., Vives, A., Tarafa, G., Delclos, C., & Muntaner, C. (2016). What should we know about precarious employment and health in 2025? Framing the agenda for the next decade of research. International Journal of Epidemiology, 45(1), 232-238. https://doi.org/10.1093/ije/dyv342
  » https://doi.org/10.1093/ije/dyv342
• Bentler, P. M. (1990). Comparative fit indexes in structural models. Psychological Bulletin, 107(2), 238. https://doi.org/10.1037/0033-2909.107.2.238
  » https://doi.org/10.1037/0033-2909.107.2.238
• Blau, G. (1993). Further Exploring the relationship between job search and voluntary individual turnover. Personnel Psychology, 46(2), 313-330. https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.1993.tb00876.x
  » https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.1993.tb00876.x
• Bosmans, K., Hardonk, S., Cuyper, N. De, & Vanroelen, C. (2016). Explaining the relation between precarious employment and mental well-being: A qualitative study among temporary agency workers. Work, 53(2), 249-264. https://doi.org/10.3233/WOR-152136
  » https://doi.org/10.3233/WOR-152136
• Brown, T. A. (2006). Confirmatory fator analysis for applied research The Guilford Press.
• Browne, M. W., & Cudeck, R. (1989). Single sample cross-validation indices for covariance structures. Multivariate Behavioral Research, 24(4), 445-455. https://doi.org/10.1207/s15327906mbr2404_4
  » https://doi.org/10.1207/s15327906mbr2404_4
• Cammann, C., Fichman, M., Jenkins, D., & Klesh, J. (1983). Assessing the attitudes and perceptions of organizational members. In S. Seashore, E. Lawler, P. Mirvis, & C. Cammann (Eds.), Assessing organizational change: A guide to methods, measures, practices (pp. 71-138). Wiley.
• Cheng, G. H. L., & Chan, D. K. S. (2008). Who suffers more from job insecurity? A meta-analytic review. Applied Psychology, 57(2), 272-303. https://doi.org/10.1111/j.1464-0597.2007.00312.x
  » https://doi.org/10.1111/j.1464-0597.2007.00312.x
• Creed, P. A., Hood, M., Selenko, E., & Bagley, L. (2020). The development and initial validation of a self-report job precariousness scale suitable for use with young adults who study and work. Journal of Career Assessment, 28(4), 636-654. https://doi.org/10.1177/1069072720920788
  » https://doi.org/10.1177/1069072720920788
• Cuyper, N. De, Notelaers, G., & Witte, H. De. (2009). Job insecurity and employability in fixed-term contractors, agency workers, and permanent workers: associations with job satisfaction and affective organizational commitment. Journal of Occupational Health Psychology, 14(2), 193-205. https://doi.org/10.1037/a0014603
  » https://doi.org/10.1037/a0014603
• Diener, E., Wirtz, D., Tov, W., Kim-Prieto, C., Choi, D.-w., Oishi, S., & Biswas-Diener, R. (2010). New well-being measures: Short scales to assess flourishing and positive and negative feelings. Social Indicators Research, 97(2), 143-156. https://doi.org/10.1007/s11205-009-9493-y
  » https://doi.org/10.1007/s11205-009-9493-y
• Donovan, S. A., Bradley, D. H., & Shimabukuru, J. O. (2016). What does the gig economy mean for workers? Washington, DC. https://sgp.fas.org/crs/misc/R44365.pdf
  » https://sgp.fas.org/crs/misc/R44365.pdf
• Dueber, D. M. (2017). Bifatorindices calculator: A Microsoft Excel-based tool to calculate various indices relevant to bifatorCFA models http://sites.education.uky.edu/apslab/resources
  » http://sites.education.uky.edu/apslab/resources
• Ervasti, J., & Virtanen, M. (2019). Research strategies for precarious employment. Scandinavian Journal of Work, Environment & Health, 45(5), 425-427. https://www.jstor.org/stable/26787318
  » https://www.jstor.org/stable/26787318
• Feather, N. T., & Rauter, K. A. (2004). Organizational citizenship behaviours in relation to job status, job insecurity, organizational commitment and identification, job satisfaction and work values. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 77(1), 81-94. https://doi.org/10.1348/096317904322915928
  » https://doi.org/10.1348/096317904322915928
• Ferreira, A. I., Martinez, L. F., Lamelas, J. P., & Rodrigues, R. I. (2017). Mediation of job embeddedness and satisfaction in the relationship between task characteristics and turnover. International Journal of Contemporary Hospitality Management, 29(1), 248-267. https://doi.org/10.1108/IJCHM-03-2015-0126
  » https://doi.org/10.1108/IJCHM-03-2015-0126
• Fields, D. L. (2002). Taking the measure of work: A guide to validated scales for organizational research and diagnosis Sage.
• Gildner, T. E., Liebert, M. A., Capistrant, B. D., D’Este, C., Snodgrass, J. J., & Kowal, P. (2019). Perceived income adequacy and well-being among older adults in six lowand middle-income countries. The Journals of Gerontology, 74(3), 516-525. https://doi.org/10.1093/geronb/gbw145
  » https://doi.org/10.1093/geronb/gbw145
• Góes, G., Firmino, A., & Martins, F. (2022). Painel da Gig Economy no setor de transportes do Brasil: Quem, onde, quantos e quanto ganham Carta de Conjuntura Ipea.
• Hackman, J. R., & Oldham, G. R. (1975). Development of the job diagnostic survey. Journal of Applied Psychology, 60(2), 159. https://doi.org/10.1037/h0076546
  » https://doi.org/10.1037/h0076546
• Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2013). Multivariate data analysis Pearson Education Limited.
• Hambleton, R. K. (2001). The next generation of the ITC test translation and adaptation guidelines. European Journal of Psychological Assessment, 17(3), 164. https://doi.org/10.1027/1015-5759.17.3.164
  » https://doi.org/10.1027/1015-5759.17.3.164
• Hellgren, J., Sverke, M., & Isaksson, K. (1999). A two-dimensional approach to job insecurity: Consequences for employee attitudes and well-being. European Journal of Work and Organizational Psychology, 8(2), 179-195. https://doi.org/10.1080/135943299398311
  » https://doi.org/10.1080/135943299398311
• Hu, L. t., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
  » https://doi.org/10.1080/10705519909540118
• Intuit. (2010). Intuit 2020 Report-Twenty trends that will shape the next decade. Intuit Report
• Jabagi, N., Croteau, A.-M., Audebrand, L. K., & Marsan, J. (2019). Gig-workers’ motivation: thinking beyond carrots and sticks. Journal of Managerial Psychology, 34(4), 192-213. https://doi.org/10.1108/jmp-06-2018-0255
  » https://doi.org/10.1108/jmp-06-2018-0255
• Jiang, L., & Probst, T. M. (2013). Organizational communication: A buffer in times of job insecurity? Economic and Industrial Democracy, 35(3), 557-579. https://doi.org/10.1177/0143831X13489356
  » https://doi.org/10.1177/0143831X13489356
• Jonsson, J., Vives, A., Benach, J., Kjellberg, K., Selander, J., Johansson, G., & Bodin, T. (2019). Measuring precarious employment in Sweden: Translation, adaptation and psychometric properties of the Employment Precariousness Scale (EPRES). BMJ Open Sep, 24(9), e029577. https://doi.org/10.1136/bmjopen-2019-029577
  » https://doi.org/10.1136/bmjopen-2019-029577
• Junça-Silva, A., & Caetano, A. (2021). Validation of the portuguese version of the langer mindfulness scale and its relations to quality of work life and work-related outcomes. TPM: Testing, Psychometrics, Methodology in Applied Psychology, 28(3), 371 - 389. https://doi.org/10.4473/TPM28.3.7
  » https://doi.org/10.4473/TPM28.3.7
• Keith, M. G., Harms, P. D., & Long, A. C. (2020). Worker health and well-being in the gig economy: A proposed framework and research agenda. In Entrepreneurial and small business stressors, experienced stress, and well-being, 18, 1-33. https://doi.org/10.1108/S1479-355520200000018002
  » https://doi.org/10.1108/S1479-355520200000018002
• Kelliher, C., & Anderson, D. (2009). Doing more with less? Flexible working practices and the intensification of work. Human Relations, 63(1), 83-106. https://doi.org/10.1177/0018726709349199
  » https://doi.org/10.1177/0018726709349199
• Kline, R. B. (2016). Principles and practice of structural equation modeling (4th ed.). Guilford Press.
• Kowalski, T. H. P., & Loretto, W. (2017). Well-being and HRM in the changing workplace. The International Journal of Human Resource Management, 28(16), 2229-2255. https://doi.org/10.1080/09585192.2017.1345205
  » https://doi.org/10.1080/09585192.2017.1345205
• Llosa-Fernández, J. A., Menéndez-Espina, S., Agulló-Tomás, E., & Rodríguez-Suárez, J. (2018). Incertidumbre laboral y salud mental: Una revisión meta-analítica de las consecuencias del trabajo precario en trastornos mentales. Anales de Psicología, 34(2), 221-223. https://dx.doi.org/10.6018/analesps.34.2.281651
  » https://dx.doi.org/10.6018/analesps.34.2.281651
• Longo, Y., Gunz, A., Curtis, G. J., & Farsides, T. (2016). Measuring Need Satisfaction and Frustration in Educational and Work Contexts: The Need Satisfaction and Frustration Scale (NSFS). Journal of Happiness Studies, 17(1), 295-317. https://doi.org/10.1007/s10902-014-9595-3
  » https://doi.org/10.1007/s10902-014-9595-3
• MacDonald, R., & Giazitzoglu, A. (2019). Youth, enterprise and precarity: Or, what is, and what is wrong with, the ‘gig economy’? Journal of Sociology, 55(4), 724-740. https://doi.org/10.1177/1440783319837604
  » https://doi.org/10.1177/1440783319837604
• Mai, Q. D., Jacobs, A. W., & Schieman, S. (2019). Precarious sleep? Nonstandard work, gender, and sleep disturbance in 31 European countries. Social Science & Medicine, 237, 112424. https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2019.112424
  » https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2019.112424
• Manyika, J., Lund, S., Bughin, J., Robinson, K., Mischke, J., & Mahajan, D. (2016). Independent work: Choice, necessity, and the gig economy. https://www.mckinsey.com/featured-insights/employment-and-growth/independent-work-choice-necessity-and-the-gig-economy
  » https://www.mckinsey.com/featured-insights/employment-and-growth/independent-work-choice-necessity-and-the-gig-economy
• Marmot, M. (2010). Fair Society, Healthy Lives: The Marmot Review, Executive Summary. In. London: The Marmot Review.
• Marshall, A. (2019). Uber and Lyft Fight a Law They Say Doesn’t Apply to Them. https://www.wired.com/story/uber-lyft-fight-law-say-doesnt-apply/
  » https://www.wired.com/story/uber-lyft-fight-law-say-doesnt-apply/
• Maslach, C., Jackson, S. E., & Leiter, M. P. (1996). MBI: Maslach burnout inventory. CPP, Incorporated Sunnyvale.
• Maslach, C., Schaufeli, W. B., & Leiter, M. P. (2001). Job burnout. Annual Review of Psychology, 52, 397-422. https://doi.org/10.1146/annurev.psych.52.1.397
  » https://doi.org/10.1146/annurev.psych.52.1.397
• Mastercard, & Associates, K. (2019). The global gig economy: Capitalizing on a~ $500 B opportunity. Mastercard.
• McCulloch, A. (2021). Uber ruling: what happens next? Personnel Today https://www.personneltoday.com/hr/uber-ruling-what-happens-next/
  » https://www.personneltoday.com/hr/uber-ruling-what-happens-next/
• McDonnell, A., Carbery, R., Burgess, J., & Sherman, U. (2021). Technologically mediated human resource management in the gig economy. The International Journal of Human Resource Management, 32(19), 3995-4015. https://doi.org/10.1080/09585192.2021.1986109
  » https://doi.org/10.1080/09585192.2021.1986109
• Meijerink, J., & Keegan, A. (2019). Conceptualizing human resource management in the gig economy. Journal of Managerial Psychology, 34(4), 214-232. doi: https://doi.org/10.1108/jmp-07-2018-0277
  » https://doi.org/10.1108/jmp-07-2018-0277
• Mullany, A., Valdez, L., Gubrium, A., & Buchanan, D. (2021). Precarious work, health, and African-American men: A qualitative study on perceptions and experiences. International Journal of Social Determinants of Health and Health Services, 51(2), 135-145. https://doi.org/10.1177/0020731420981850
  » https://doi.org/10.1177/0020731420981850
• Namayandeh, H., Juhari, R., & Yaacob, S. N. (2011). The effect of job satisfaction and family satisfaction on Work- Family Conflict (W-FC) and Family-Work Conflict (F-WC) among married female nurses in Shiraz-Iran. Asian Social Science, 7(2), 88.
• O’Connor, J., & Vaughn, V. (2018). Examining superintendent turnover intent: A quantitative analysis of the relationship between job satisfaction and turnover intent of public school superintendent in Texas. [Paper presented]. TCPEA Midwinter Conference, Austin, TX, USA.
• Petriglieri, G., Ashford, S. J., & Wrzesniewski, A. (2018). Agony and ecstasy in the gig economy: Cultivating holding environments for precarious and personalized work identities. Administrative Science Quarterly, 64(1), 124-170. https://doi.org/10.1177/0001839218759646
  » https://doi.org/10.1177/0001839218759646
• Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J. Y., & Podsakoff, N. P. (2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology, 88(5), 879-903. https://doi.org/10.1037/0021-9010.88.5.879
  » https://doi.org/10.1037/0021-9010.88.5.879
• Reise, S. P., Bonifay, W. E., & Haviland, M. G. (2013). Scoring and modeling psychological measures in the presence of multidimensionality. Journal of Personality Assessment, 95(2), 129-140. https://doi.org/10.1080/00223891.2012.725437
  » https://doi.org/10.1080/00223891.2012.725437
• Ronnblad, T., Gronholm, E., Jonsson, J., Koranyi, I., Orellana, C., Kreshpaj, B., Chen, L., Stockfelt, L., & Bodin, T. (2019). Precarious employment and mental health: A systematic review and meta-analysis of longitudinal studies. Scandinavian Journal of Work, Environment & Health, 45(5), 429-443. https://www.jstor.org/stable/26787319
  » https://www.jstor.org/stable/26787319
• Saunders, M., Lewis, P., & Thornhill, A. (2009). Research methods for business students: Pearson education.
• Schaufeli, W. B., Salanova, M., González-romá, V., & Bakker, A. B. (2002). The measurement of burnout and engagement: A confirmatory fator analytic approach. Journal of Happiness Studies, 3(1), 71-92.
• Schuster, M. d. S., Dias, V. d. V., Battistella, L. F., & Grohmann, M. Z. (2015). Validação da escala MBI-GS: Uma investigação general survey sobre a percepção de saúde dos colaboradores. Revista de Gestão, 22(3), 403-416. https://doi.org/10.5700/rege569
  » https://doi.org/10.5700/rege569
• Siddiqui, F. (2020). Uber, other gig companies spend nearly $200 million to knock down an employment law they don’t like - and it might work. The Washington Post. https://www.washingtonpost.com/technology/2020/10/09/prop22-uber-doordash/
  » https://www.washingtonpost.com/technology/2020/10/09/prop22-uber-doordash/
• Silva, A. J., & Caetano, A. (2013). Validation of the flourishing scale and scale of positive and negative experience in Portugal. Social Indicators Research, 110(2), 469-478. https://doi.org/10.1007/s11205-011-9938-y
  » https://doi.org/10.1007/s11205-011-9938-y
• Sousa, M. C. L. de B., & Larsson, R. (2013). Too old for work, too young for retirement: The psychosocial experience of unemployment among older adults. Universidade do Porto (Portugal),
• Sverke, M., Hellgren, J., & Näswall, K. (2002). No security: A meta-analysis and review of job insecurity and its consequences. Journal of Occupational Health Psychology, 7(3), 242-264. https://doi.org/10.1037/1076-8998.7.3.242
  » https://doi.org/10.1037/1076-8998.7.3.242
• Tsopoki, V. M., Sourtzi, P., Vives, A., Benach, J., Tziaferi, S., & Velonakis, E. (2019). Cross-cultural adaptation and validation of the Employment Precariousness Scale (EPRES) in employees in Greece: Employment precariousness in Greece. Nursing Care & Research / Nosileia kai Ereuna, 13(53), 16.
• Vazquez, A. C. S., Magnan, E. d. S., Pacico, J. C., Hutz, C. S., & Schaufeli, W. B. (2015). Adaptation and validation of the Brazilian version of the Utrecht work engagement scale. Psico-USF, 20(2), 207-217. https://doi.org/10.1590/1413-82712015200202
  » https://doi.org/10.1590/1413-82712015200202
• Vives, A., Amable, M., Ferrer, M., Moncada, S., Llorens, C., Muntaner, C., Benavides, F. G., & Benach, J. (2010). The Employment Precariousness Scale (EPRES): Psychometric properties of a new tool for epidemiological studies among waged and salaried workers. Occup Environ Med, 67(8), 548-555. https://doi.org/10.1136/oem.2009.048967
  » https://doi.org/10.1136/oem.2009.048967
• Vives, A., Gonzalez, F., Moncada, S., Llorens, C., & Benach, J. (2015). Measuring precarious employment in times of crisis: The revised Employment Precariousness Scale (EPRES) in Spain. Gac Sanit, 29(5), 379-382. http://dx.doi.org/10.1016/j.gaceta.2015.06.008
  » http://dx.doi.org/10.1016/j.gaceta.2015.06.008
• Vives-Vergara, A., González-López, F., Solar, O., Bernales-Baksai, P., González, M. J., & Benach, J.. (2017). Precarious employment in Chile: Psychometric properties of the Chilean version of Employment Precariousness Scale in private sector workers. Cadernos de Saúde Pública, 33(3), e00156215. https://doi.org/10.1590/0102-311X00156215
  » https://doi.org/10.1590/0102-311X00156215
• Watson, G. P., Kistler, L. D., Graham, B. A., & Sinclair, R. R. (2021). Looking at the gig picture: Defining gig work and explaining profile differences in gig workers’ job demands and resources. Group & Organization Management, 46(2), 327-361. https://doi.org/10.1177/1059601121996548
  » https://doi.org/10.1177/1059601121996548
• Wood, A. J., Graham, M., Lehdonvirta, V., & Hjorth, I. (2019). Good gig, bad gig: Autonomy and algorithmic control in the global gig economy. Work, Employment, Society, 33(1), 56-75. https://doi.org/10.1177/0950017018785616
  » https://doi.org/10.1177/0950017018785616
• Yildirmaz, A., Goldar, M., & Klein, S. (2020). Illuminating the shadow workforce: insights into the gig workforce in businesses. Report. ADP Research Institute, Roseland, NJ: ADP.
• Yin, M., Gray, M. L., Suri, S., & Vaughan, J. W. (2016). The communication network within the crowd. Paper presented at the Proceedings of the 25th International Conference on World Wide Web.
• Zhou, J., & George, J. M. (2001). When job dissatisfaction leads to creativity: Encouraging the expression of voice. Academy of Management Journal, 44(4), 682-696. https://doi.org/10.5465/3069410
  » https://doi.org/10.5465/3069410

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  05 Ago 2024
• Data do Fascículo
  2024

Histórico

• Recebido
  01 Nov 2023
• Aceito
  15 Abr 2024