07 Comparaciones por institución, estamento y contratación (P2)
Método
- Prueba principal: Kruskal-Wallis, porque ninguna dimensión es normal (nota 02) y los grupos tienen tamaños muy desiguales. Tamaño del efecto: épsilon cuadrado (ε²; 0,01 pequeño, 0,08 mediano, 0,26 grande).
- Contraste: ANOVA de Welch (no asume varianzas iguales) con omega cuadrado (ω²). La prueba de Levene no detectó heterogeneidad de varianzas en la base depurada (p > .05 en las 14 variables para institución, estamento y contrato); en la base original sí la detectó en 26 de 42 pruebas.
- Post hoc: Dunn con corrección de Holm (principal) y Games-Howell (contraste). Diferencias de medias con g de Hedges.
- Corrección por comparaciones múltiples: Benjamini-Hochberg sobre las 14 variables de cada factor (columna p BH).
- Se excluyeron “Otro/no clasificable” en estamento (n = 6) y “Otro” en contratación (n = 18), por ser categorías heterogéneas.
- Variables: las 12 dimensiones, GSTH (promedio de las 5 dimensiones) y sostenibilidad según el Cap. III (SE Cap. III).
Todas las tablas completas (incluidas las de la base original) están en las hojas 7a a 7c del Excel.
1. Diferencias por institución (base depurada)
| Variable | HCC (n = 172) | Clínica del Occidente (n = 37) | Mario Gaitán (n = 14) | H (gl = 2) | p | p BH | ε² |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Bienestar | 3,32 | 2,77 | 3,43 | 13,12 | .001 | .010 | 0,051 |
| Liderazgo | 3,69 | 3,16 | 3,63 | 16,80 | < .001 | .003 | 0,067 |
| Clima | 3,68 | 3,22 | 3,57 | 12,27 | .002 | .010 | 0,047 |
| Satisfacción | 3,95 | 3,63 | 4,04 | 9,89 | .007 | .020 | 0,036 |
| GSTH | 3,55 | 3,15 | 3,57 | 10,35 | .006 | .020 | 0,038 |
| SE Cap. III | 3,96 | 3,70 | 3,93 | 8,41 | .015 | .035 | 0,029 |
| Desarrollo organizacional | 3,80 | 3,68 | 3,71 | 3,55 | .169 | .197 | 0,007 |
| Sostenibilidad (56-60) | 3,81 | 3,80 | 3,84 | 0,13 | .936 | .936 | < 0 |
Desarrollo y capacitación, responsabilidad social interna, retención, compromiso, calidad de vida y desempeño no difieren tras la corrección BH (p BH > .08).
Post hoc (Dunn-Holm): Clínica del Occidente puntúa por debajo de HCC en bienestar (diferencia -0,55; g = -0,63), liderazgo (-0,53; g = -0,70), clima (-0,47; g = -0,63), satisfacción (-0,32; g = -0,44), GSTH (-0,39; g = -0,55) y SE Cap. III (-0,26; g = -0,44). Frente a Mario Gaitán, Clínica del Occidente es más baja en bienestar (g = -0,75) y liderazgo (g = -0,56) según Dunn-Holm, pero Games-Howell no confirma ninguna de las dos (p = .066 y p = .209), lo que es esperable con solo 14 casos en Mario Gaitán.
Lectura. El personal de Clínica del Occidente percibe menos bienestar, peor liderazgo y peor clima. Las tres instituciones no difieren en desarrollo organizacional ni en sostenibilidad empresarial (ítems 56-60). Advertencias: (a) Mario Gaitán tiene solo 14 casos únicos y Clínica del Occidente 37, por lo que estas comparaciones son exploratorias; (b) en Clínica del Occidente 30 de 37 casos tienen contrato indefinido, de modo que institución y contrato están confundidos.
2. Diferencias por estamento ocupacional (base depurada)
| Variable | Prof. asistencial (57) | Médico (25) | Enf. auxiliar (80) | Técnico/tecnólogo (33) | Admin./directivo (11) | Apoyo (11) | H (gl = 5) | p BH | ε² |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Liderazgo | 3,67 | 3,65 | 3,30 | 3,88 | 3,80 | 3,95 | 26,20 | .001 | 0,100 |
| Calidad de vida laboral | 3,66 | 3,60 | 3,44 | 4,00 | 3,82 | 4,20 | 24,26 | .001 | 0,091 |
| Clima | 3,63 | 3,66 | 3,33 | 3,88 | 3,65 | 4,09 | 20,79 | .003 | 0,075 |
| Resp. social interna | 3,57 | 3,69 | 3,29 | 3,76 | 3,67 | 3,98 | 19,67 | .003 | 0,070 |
| Retención | 3,46 | 3,54 | 3,28 | 3,76 | 3,49 | 3,84 | 15,44 | .017 | 0,049 |
| Desarrollo y capacitación | 3,64 | 3,64 | 3,35 | 3,61 | 3,49 | 4,13 | 15,04 | .018 | 0,048 |
| Bienestar | 3,18 | 3,24 | 3,02 | 3,54 | 3,56 | 3,62 | 14,34 | .020 | 0,044 |
| Satisfacción | 3,94 | 3,91 | 3,72 | 4,05 | 3,93 | 4,35 | 14,23 | .020 | 0,044 |
| GSTH | 3,50 | 3,55 | 3,25 | 3,71 | 3,60 | 3,90 | 19,82 | .003 | 0,070 |
| SE Cap. III | 3,93 | 3,92 | 3,75 | 4,10 | 3,89 | 4,37 | 20,66 | .003 | 0,074 |
| Desarrollo organizacional | 3,76 | 3,81 | 3,68 | 3,90 | 3,73 | 3,95 | 3,88 | .567 | < 0 |
| Sostenibilidad (56-60) | 3,75 | 3,77 | 3,77 | 3,94 | 3,56 | 4,24 | 10,29 | .086 | 0,025 |
| Compromiso | 8,50 | .141 | 0,017 | ||||||
| Desempeño laboral | 8,87 | .134 | 0,018 |
Post hoc (Dunn-Holm, confirmados por Games-Howell): la enfermería auxiliar puntúa por debajo de técnicos y tecnólogos en liderazgo (g = -0,78), calidad de vida (g = -0,80), clima (g = -0,76), retención (g = -0,66), responsabilidad social interna (g = -0,63), bienestar (g = -0,61), GSTH (g = -0,67) y SE Cap. III (g = -0,64); y por debajo del personal de apoyo en desarrollo y capacitación (g = -1,10), calidad de vida (g = -1,11), clima (g = -1,01), GSTH (g = -0,97) y SE Cap. III (g = -1,15). Médicos y profesionales asistenciales ocupan una posición intermedia y no difieren entre sí.
Robustez dentro de HCC (n = 167). El patrón se repite al analizar solo HCC, lo que descarta que se deba a diferencias entre instituciones: GSTH H(5) = 18,17, p BH = .005, ε² = 0,082; enfermería auxiliar frente a técnico/tecnólogo en GSTH, g = -0,75; en clima, g = -0,90; en calidad de vida, g = -0,85.
Lectura para la dirección. Las auxiliares de enfermería, el grupo más numeroso (36 % de la muestra), son quienes peor perciben las prácticas de gestión del talento, el liderazgo, el clima y su calidad de vida laboral. Es el estamento donde una intervención tendría mayor alcance. El personal de apoyo y los técnicos son los más favorables, aunque el grupo de apoyo tiene solo 11 casos únicos.
3. Diferencias por tipo de contratación
| Base | GSTH H (gl = 3) | p | ¿Alguna dimensión significativa tras BH? |
|---|---|---|---|
| Original (n = 461) | 30,30 | < .001 | Sí: 13 de 14 variables |
| Depurada (n = 205) | 4,20 | .241 | No (mínimo p BH = .256) |
| Solo HCC (n = 155) | 3,86 | .277 | No (mínimo p BH = .239) |
Medias de GSTH en la base depurada: indefinido o planta 3,39 (n = 87); prestación de servicios 3,50 (n = 59); término fijo 3,64 (n = 45); tercerizado 3,65 (n = 14).
Este es el ejemplo más claro del efecto de la duplicación. En la base original aparecían diferencias fuertes por contrato (por ejemplo, el personal de planta con menor bienestar que el de término fijo, g = -0,75). Al quitar las copias desaparecen, y tampoco existen dentro de HCC. Las diferencias de la base original venían de que Clínica del Occidente (casi toda de planta y con puntajes bajos) estaba multiplicada por 4 o 5. No hay evidencia de que el tipo de contrato se asocie con la percepción de la GSTH.
4. Efecto de la duplicación sobre las comparaciones
| Factor | Variables significativas tras BH, original | Depurada | Solo HCC |
|---|---|---|---|
| Institución | 13 de 14 | 6 de 14 | No aplica |
| Estamento | 13 de 14 | 10 de 14 | 11 de 14 |
| Contratación | 13 de 14 | 0 de 14 | 0 de 14 |
5. Invarianza de medición
No es factible probar la invarianza configural o métrica por institución: tras depurar, Mario Gaitán tiene 14 casos y Clínica del Occidente 37, menos que los 60 ítems del instrumento, por lo que sus matrices de covarianza son singulares y el modelo de 12 factores no puede estimarse por grupo. Tampoco es viable contrastar HCC (172) frente a las otras dos juntas (51). Con la base original sería técnicamente posible, pero sus resultados no serían válidos por la duplicación. Si Héctor recupera formularios hasta tener al menos 150 a 200 casos únicos por institución, la invarianza podría probarse en lavaan con group = "institucion" y group.equal = c("loadings"). Mientras tanto, las comparaciones de medias entre grupos asumen, sin poder verificarlo, que el instrumento mide lo mismo en cada grupo.
Qué escribir en la tesis
Párrafo modelo (provisional; base depurada). Para responder a la segunda pregunta de investigación se compararon las dimensiones entre instituciones, estamentos ocupacionales y modalidades de contratación mediante la prueba H de Kruskal-Wallis, con corrección de Benjamini-Hochberg por comparaciones múltiples y pruebas post hoc de Dunn con ajuste de Holm. Se observaron diferencias entre instituciones en la percepción de la gestión sostenible del talento humano (H(2) = 10,35; p = .006; ε² = 0,038), atribuibles a puntuaciones menores en la Clínica del Occidente frente al Hospital HCC (g = -0,55), en particular en bienestar laboral, liderazgo y clima organizacional; no se hallaron diferencias en desarrollo organizacional ni en sostenibilidad empresarial. Por estamento ocupacional las diferencias fueron de magnitud pequeña a moderada (GSTH: H(5) = 19,82; p = .001; ε² = 0,070): el personal auxiliar de enfermería reportó las percepciones más bajas, con diferencias moderadas frente a técnicos y tecnólogos (g = -0,67) y grandes frente al personal de apoyo (g = -0,97); este patrón se replicó dentro de una sola institución. No se encontraron diferencias según la modalidad de contratación (GSTH: H(3) = 4,20; p = .241). Dado el reducido número de casos únicos en dos instituciones, las comparaciones institucionales deben interpretarse como exploratorias.
Ver también: 01 Calidad de la base de datos, 08 Muestreo y representatividad.
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