El yo laboral futuro se define como una identidad futura imaginada y esperada que captura las esperanzas y aspiraciones relacionadas con la carrera profesional de un individuo (Strauss et al., 2012). El yo laboral futuro sirve como estándar con el que se puede comparar el yo presente (Carver y Scheier, 1998). Por tanto, actúa como un recurso motivacional que favorece el control y orienta la acción (Oyserman y Markus, 1990). Cuando los individuos enfrentan discrepancias entre su yo presente y futuro, se desencadena un proceso de autorregulación destinado a lograr el futuro deseado (Strauss y Kelly, 2016). Strauss et al. (2012) sugieren que dicho efecto de discrepancia solo ocurre si el yo laboral futuro es claro y fácil de imaginar, es decir, si es saliente. Se ha observado que esta discrepancia tiende a mejorar la empleabilidad de los estudiantes universitarios a largo plazo (Guan et al., 2014; Strauss et al., 2012). También puede interactuar con la curiosidad y la confianza (Taber y Blankemeyer, 2015) y con la adaptabilidad profesional y la autoeficacia (Guan et al., 2014). El proceso de autorregulación también explica los esfuerzos y la superación de obstáculos ya que, cuando el comportamiento proactivo se percibe como identitariamente congruente con el yo presente y futuro en un proceso automático de evaluación de la propia identidad (Strauss y Kelly, 2016), las dificultades se perciben como una señal de comportamiento relevante (Oyserman, 2009). Por lo tanto, se espera que el yo laboral futuro esté relacionado con una proactividad en la carrera profesional, pero también con la resiliencia.

En cuanto a la pasión, se entiende como una fuerte inclinación hacia una actividad que gusta a los individuos, que es importante, con la que se identifican y en la que están dispuestos a invertir grandes cantidades de tiempo y energía (Vallerand y Houlfort, 2003). La pasión por una actividad no solo incluye un componente afectivo, sino también un componente de internalización (Pollack et al., 2020). Esta internalización en la propia identidad puede ser autónoma o controlada. Esto, a su vez, conduce a dos formas diferenciadas de pasión: la armoniosa, que se asocia a una internalización autónoma, y la obsesiva, que se asocia a una internalización controlada (Vallerand y Houlfort, 2003). En el ámbito académico, la pasión académica se define como una fuerte inclinación a estudiar una materia, invertir tiempo y energía e identificarse con ella (Lisbona et al., 2012). Las investigaciones han demostrado que la pasión académica en los estudiantes universitarios de pregrado afecta a su bienestar (Bernabé et al., 2014, 2023). La teoría de la autodeterminación (Deci y Ryan, 2000) explica cómo se realiza una actividad con pasión. Con respecto al comportamiento académico, esta se considera autodeterminada cuando satisface necesidades psicológicas básicas (p. ej. competencia, autonomía y relación). Los estudiantes se involucran más, cuanto más sienten que sus necesidades psicológicas están satisfechas, y por tanto más probable es que participen en actividades de aprendizaje y estudio. Con ello, a su vez, aumentaría su implicación en la actividad, mejorando su implicación y propiciando el desarrollo de la pasión (Vallerand et al., 2014). Estos resultados han sido observados en el estudio de Orsini et al. (2019) donde encuentran que las experiencias óptimas de los estudiantes de odontología durante el curso influyen positivamente en la satisfacción de sus necesidades psicológicas básicas, lo que a su vez favorece la pasión armoniosa. El modelo dualista de pasión de Wallerand (2003) sugiere que existen dos formas de pasión: pasión armoniosa y pasión obsesiva. La diferencia entre ellas es el locus de control de la participación en la actividad (Manchiraju y Sadachar, 2018). Los estudiantes armoniosamente apasionados sienten que han elegido voluntaria y autónomamente participar en la actividad deseada, mientras que los estudiantes obsesivamente apasionados experimentan presión para participar en la actividad (Vallerand, 2015). Según el modelo dualista de la pasión, cuando a los estudiantes del primer grupo se les impide realizar su actividad, experimentan una mayor sensación de control y equilibrio con el resto de las actividades de su vida cotidiana. Por el contrario, el segundo grupo sufre malestar en parte debido a pensamientos intrusivos sobre lo que deberían estar haciendo en su lugar (Vallerand et al., 2014). Además, la identidad también puede explicar la pasión (Vallerand y Houlfort, 2003). En este sentido, Berzonsky (2011) propone la existencia de tres estilos de procesamiento de la identidad: informativo, normativo y evitativo difuso. Bouizegarene et al. (2018) sugieren que los dos primeros están asociados con la pasión. El estilo informativo implica la aceptación de compromisos identitarios que surgen de un proceso de exploración minucioso de las elecciones identitarias. Se caracteriza por la flexibilidad para cambiar la propia imagen de uno mismo y se asocia con una pasión armoniosa. Por otro lado, el estilo normativo implica la construcción de la propia identidad imitando las normas sociales e internalizando los significados, creencias y valores de otras personas, esforzándose por mantener sus puntos de vista en lugar de cambiarlos, lo que se relaciona con la pasión obsesiva (Bouizegarene et al., 2018). De esta manera, esa identidad del futuro yo laboral, flexible en cuanto a la autoimagen y emergente de un proceso minucioso, predice positivamente una pasión armoniosa. Ocurre lo contrario si el yo laboral futuro surge de las normas, creencias y valores sociales de los demás. La flexibilidad del estilo informativo en relación con la autoimagen también explica el proceso de evaluación de la propia identidad que genera congruencia identitaria propuesto por Strauss y Kelly (2016). Por lo tanto, se espera que los estudiantes con un yo laboral futuro claro y congruente, elaborado mediante un proceso minucioso, experimenten una pasión más armoniosa y menos pasión obsesiva en su comportamiento académico.

La resiliencia ha demostrado ser un recurso personal de los estudiantes ante situaciones adversas. Mejora su rendimiento académico y aumenta el compromiso académico, el apoyo social y el optimismo (Ayala y Manzano, 2018; Brewer et al., 2019; Morales-Rodríguez, 2021). Además, es un predictor de adaptación tanto en ingenieras como en estudiantes de educación media (Khilji y Pumroy, 2018; Santilli et al., 2020). Sin embargo, rara vez se ha estudiado la resiliencia en personas apasionadas a pesar de que se espera que alcancen un cierto nivel de ella para superar la adversidad y desarrollar su actividad apasionada (Vallerand, 2015). Este efecto puede ocurrir a través de una “vía positiva”, ya que experimentar emociones positivas predice la resiliencia en los estudiantes (Carmona-Halty et al., 2021; Ramos-Díaz et al., 2019; Rivera et al., 2021; Sarrionandia et al., 2018). La teoría de ampliación y construcción (Fredrickson, 2001) explica el papel de las emociones positivas en el desarrollo de la resiliencia y la proactividad en la carrera profesional. Según esta teoría, las emociones positivas y negativas pueden tener funciones adaptativas y efectos fisiológicos distintos y complementarios. Las emociones negativas están asociadas con tendencias de acción específicas, que enfocan y limitan los pensamientos y acciones de uno. Por el contrario, las emociones positivas amplían los pensamientos y acciones de los individuos, construyendo así importantes recursos personales como la resiliencia (Fredrickson, 1998, 2001; Tugade y Fredrickson, 2007). En cuanto a la pasión académica, se espera que la dimensión armoniosa promueva la resiliencia en mayor medida que la obsesiva (Fisher et al., 2018; Paquette et al., 2022; Vankakova et al., 2021). Esto se debe a que las evaluaciones de desafío están asociadas con la primera, mientras que las evaluaciones de amenaza están asociadas con la segunda (Lavoie et al., 2021). También se ha observado que las experiencias de afecto influyen en la proactividad, ya que experimentar emociones negativas conduce a comportamientos más conservadores y a la evitación de riesgos, mientras que las emociones positivas promueven objetivos de cambio en uno mismo (Ilies y Judge, 2005). En este sentido, Zhang et al. (2022) señalan que la pasión armoniosa predice la conducta proactiva en el trabajo, mientras que no se observan efectos significativos para la pasión obsesiva.

Además, la resiliencia es un recurso personal incluido en el capital psicológico positivo (Luthans et al., 2015). Puede ser un predictor del comportamiento profesional proactivo en los estudiantes, ya que predice la adaptabilidad profesional de los empleados (Safavi y Bouzari, 2019), así como la empleabilidad percibida en los estudiantes universitarios (Ayala y Manzano, 2021; Baluku et al., 2021). Al respecto, Bateman (2016) sugiere que la proactividad es un proceso de autorregulación orientado a objetivos. En línea con este enfoque, los individuos implementan estrategias proactivas para enfrentar los cambios en el status quo y modificar los caminos para encaminarlos hacia el futuro deseado. Esto requiere inevitablemente asumir riesgos que implican la amenaza de una pérdida de recursos, lo que, de acuerdo con la teoría de la conservación de los recursos (Hobfoll, 2011), movilizará la resiliencia para minimizar los riesgos y aumentar las ganancias. Por lo tanto, se espera que la resiliencia de los estudiantes, como parte de su capital psicológico positivo, prediga positivamente la proactividad en la carrera profesional.

Participan un total de 802 estudiantes universitarios (edad: 18-27 años). La muestra está compuesta por 68.2% mujeres y la edad promedio es de 23.2 años (DT=2.7). Los estudiantes están matriculados en carreras universitarias de pregrado (93.4%), en concreto, en psicología (62.1%), ingeniería (15.8%), administración de empresas (6.4%), derecho (4.8%), artes y ciencias del lenguaje (4.6%), ciencias (2.4%), educación (2.2%) y ciencias de la salud (1.7%). Su distribución por cursos académicos es la siguiente: primer año (13.8%), segundo año (24.3%), tercer año (19.4%) y cuarto año (42.5%).

Características sociodemográficas. Se elabora un cuestionario ad hoc para recopilar datos sociodemográficos como sexo y edad. También se recogen datos sobre los estudios que cursaban y el año académico.

Yo laboral futuro. Se utiliza la escala Future Work Self (Strauss et al., 2012) para medir la representación laboral futura de los estudiantes. Se adapta a estudiantes universitarios españoles para el presente estudio (Ver material complementario). El análisis factorial confirmatorio corrobora la estructura unidimensional (KMO=.79, χ2=2389.18(10), p<.001, VAR=58.81%, λ [.81 - .63]). Se pide a los participantes que imaginen el trabajo que esperan realizar y cómo serían ellos ese trabajo. Teniendo esa imagen en mente, se pide a los participantes que respondan 5 ítems (p. ej. “El tipo de futuro trabajo que quiero está muy claro en mi mente”). Se utiliza una respuesta tipo Likert de 5 puntos (1=totalmente en desacuerdo, 5=totalmente de acuerdo). Se realizan pruebas de validez y fiabilidad del cuestionario para la dimensión evaluada (α=.87, ω=.87, CFC=.92, AVE=.71).

Pasión Académica. Se evalúa mediante la versión española de la Escala de Pasión Académica (Lisbona et al., 2012) adaptada de la versión original de Vallerand et al. (2003) para estudiantes universitarios. La escala consta de 14 ítems distribuidos en dos factores: pasión armoniosa (7 ítems, p. ej. “Estoy totalmente comprometido con mis estudios”) y pasión obsesiva (7 ítems, p. ej. “Mi estado de ánimo depende de si puedo estudiar algo”). Se utiliza una respuesta tipo Likert de 5 puntos (1=totalmente en desacuerdo, 5=totalmente de acuerdo). El análisis de validez y fiabilidad del cuestionario para las dimensiones evaluadas arroja los siguientes resultados: armoniosa (α=.88, ω=.87, CFC=.92, AVE=.64), obsesiva (α=.87, ω=.88, CFC=.64, AVE=.92).

Resiliencia. Se evalúa mediante la Escala de Resiliencia de Connor-Davidson (Connor y Davidson, 2003), validada para su uso en población española (Soler Sánchez et al., 2016), y adaptada a estudiantes universitarios españoles para este estudio. El análisis factorial confirmatorio corrobora la estructura unidimensional de la muestra del estudio (KMO=.887, χ2=2930.611(45), p<.001, VAR=40.71%, λ [.52 - .72]). El cuestionario consta de 10 ítems (p. ej., “Soy capaz de adaptarme a los cambios”) distribuidos en un único factor. Se utiliza un formato de respuesta tipo Likert de 5 puntos (1=nada cierto; 5=completamente cierto). Se realizan pruebas de validez y fiabilidad del cuestionario para la dimensión evaluada (α=.86, ω=.87, CFC=.92, AVE=.53).

Proactividad en la carrera profesional. Se evalúa mediante Proactive Career Behavior Scale (Strauss et al., 2012) adaptada a estudiantes universitarios españoles por Bernabé et al. (2018). La escala consta de 13 ítems distribuidos en cuatro factores: planificación de carrera (cuatro ítems, p. ej., “Estoy planificando lo que quiero hacer en los próximos años de mi carrera”); desarrollo proactivo de habilidades (tres ítems, p. ej., “Desarrollo habilidades que tal vez no sean tan necesarias ahora pero que serán útiles en puestos futuros”); búsqueda de consejo (tres ítems, p. ej., “Busco consejo de mi profesor/es sobre la capacitación o experiencia adicional que necesito para mejorar mis perspectivas laborales futuras”); creación de redes (tres ítems, p. ej., “Estoy creando una red de colegas a los que puedo recurrir para obtener apoyo”). Se utiliza una escala de respuesta tipo Likert de 1 a 5 (1=totalmente en desacuerdo, 5=totalmente de acuerdo). Las pruebas de validez y fiabilidad del cuestionario para las dimensiones evaluadas arrojan los siguientes resultados: planificación de carrera (α=.85, ω=.85, CFC=.91, AVE=.72); desarrollo proactivo de habilidades (α=.77, ω=.78, CFC=.86, AVE=.67); búsqueda de consejo (α=.92, ω=.93, CFC=.96, AVE=.89) y creación de redes (α=.85, ω=.86, CFC=.92, AVE=.78). Para toda la escala, las pruebas de validez y fiabilidad muestran los siguientes resultados: α=.87, ω=.86, CFC=.98, AVE=.77. Se utiliza como indicador el promedio total de la escala.

El diseño del estudio es transversal. Los participantes son invitados por el equipo de investigación y se le proporciona el enlace al cuestionario a través de diferentes plataformas en línea. Se sigue el muestreo de bola de nieve. La recogida de datos se realiza durante el segundo semestre del año académico utilizando Qualtrics ®. Antes de administrar el cuestionario, se informa a los participantes sobre la confidencialidad y el anonimato de sus respuestas, se les solicita su consentimiento informado y aceptan continuar con la investigación. Este estudio cuenta con la aprobación del comité de ética de la Universidad Nacional de Educación a Distancia y se ajusta a los lineamientos éticos de la Declaración de Helsinki.

Se realizan análisis estadísticos descriptivos y pruebas de fiabilidad a las puntuaciones de los cuestionarios. Se calculan la media, la desviación estándar y la correlación producto-momento de Pearson (p<.05, p<.01). Según Hair et al. (2007), se estima la distancia de Mahalanobis (D2) para identificar valores atípicos. La validez y fiabilidad de los instrumentos de medición se determinan utilizando los coeficientes α de Cronbach, ω de McDonald, Confiabilidad Compuesta (CFC) y Varianza Promedio Extraída (AVE). En general, se sugieren valores de α, ω y CFC de .70 y AVE de .50 como apropiados (Hair et al., 2011; Kalkbrenner, 2023). El análisis de regresión jerárquica para el modelo de proactividad en la carrera profesional se calcula utilizando las variables de investigación. A continuación, se utiliza la macro PROCESS para SPSS para mediación múltiple serial (Modelo 6). Este procedimiento permite estudiar los efectos directos e indirectos del yo laboral futuro sobre la proactividad en la carrera profesional mientras modela un proceso en el que el yo laboral futuro se relaciona con la pasión académica, que a su vez, se relaciona con la resiliencia, concluyendo con la proactividad en la carrera profesional como resultado (Figura 1). Se realizan estimaciones puntuales bootstrap corregidas por sesgo para los efectos indirectos sobre la variable dependiente y se calculan junto con los errores estándar e intervalo de confianza del 99%. El efecto total es el resultado aditivo de los efectos directos y todos los efectos indirectos mediadores. Se utiliza bootstrapping con 5000 muestras con intervalos acelerados y corregidos por sesgo para hacer inferencias. Los análisis se realizan utilizando el paquete estadístico SPSS.

Figura 1.

Modelo teórico propuesto.

(0,11MB).

Los resultados de los análisis descriptivos se muestran en la Tabla 1. La prueba de distancia de Mahalanobis no muestra valores atípicos en la muestra del estudio (p>.001 en todos los casos). Se observan correlaciones estadísticamente significativas entre el yo laboral futuro, la pasión armoniosa, la resiliencia y la proactividad en la carrera profesional (p<.01 en todos los casos). El estudio no encuentre una correlación significativa entre la pasión obsesiva y el futuro laboral (p=.41) y la resiliencia (p=.72). Si se encuentra una correlación positiva entre la pasión obsesiva y la proactividad en la carrera profesional.

La Tabla 2 muestra el resultado del análisis de regresión realizado previamente. En el primer paso, la resiliencia predice la proactividad en la carrera profesional (R2=.125, p=.001). En el segundo paso, se incluye pasión obsesiva (ΔR2=.050, p=.001), y el modelo también es estadísticamente significativo. En el tercer y cuarto paso, se incluyen pasión armoniosa (ΔR2=.174, p=.001) y yo laboral futuro (ΔR2=.036, p=.001), respectivamente.

En primer lugar, con respecto al análisis de ruta del modelo propuesto (Figura 2), los resultados revelan que el yo laboral futuro está asociado con la resiliencia (β=.28, EE=.023, p=.001) y la proactividad en la carrera profesional (β=. 21, EE=.023, p=.001). También se asocia con la pasión armoniosa (β=.29, EE=.03, p=.001), pero no con la pasión obsesiva (β=-.05, EE=.034, p=.200). Los resultados para la pasión muestran un efecto positivo de su dimensión armoniosa sobre la resiliencia (β=.24, EE=.027, p=.001), sobre la pasión obsesiva (β=.30, EE=.040, p=.001) y en la proactividad en la carrera profesional (β=.41, EE=.027, p=001). Por el contrario, la pasión obsesiva no tiene un efecto significativo sobre la resiliencia (β=-.09, EE=.024, p=.007), pero muestra un efecto positivo sobre la proactividad en la carrera profesional (β=.09, EE=.023, p=.001). En cuanto a la resiliencia, los resultados muestran un efecto significativo sobre la proactividad en la carrera profesional (β=.16, EE=.035, p=.001).

Figura 2.

Modelo final de proactividad en la carrera profesional.

** p<.01

(0,11MB).

En segundo lugar, se analizan los efectos indirectos del modelo teórico. Todas las variables incluidas en el modelo de mediación en serie de conducta profesional proactiva son significativas (R2=.62, F=120.979, p=.001). Sobre el efecto total del yo laboralfuturo sobre la proactividad en la carrera profesional (R2=.38, F=137.008, p=.001), se observan valores adecuados (β=.38, EE=.024, p=.001). Lo mismo ocurre con su efecto directo (β=.15, EE=.023, p=.001). La Tabla 3 muestra los efectos indirectos del yo laboral futuro sobre la proactividad en la carrera profesional. Por tanto, todas las variables mediadoras del modelo de mediación en serie son estadísticamente significativas.

Se analizan las diferentes vías del modelo propuesto y los resultados se muestran en la Figura 2. Los resultados revelan dos efectos indirectos en serie del yo laboral futuro sobre la proactividad en la carrera profesional (Tabla 3). Uno, a través de la pasión armoniosa y la resiliencia, y el otro a través de la pasión armoniosa y la pasión obsesiva. El contraste entre los efectos indirectos seriales de ambos mediadores (pasión armoniosa > resiliencia) en comparación con sus efectos indirectos independientes revela efectos mayores cuando se tratan por separado (β=.034, EE=.010, IC [.016 – .056]). Además, los efectos indirectos del yo laboral futuro sobre la proactividad en la carrera profesional muestran valores más altos a través de la pasión armoniosa que a través de la resiliencia (β=.075, EE=.021, IC [.034 – .117]). El contraste entre la vía pasión armoniosa - pasión obsesiva y la vía pasión armoniosa - resiliencia no es significativo (β=- .003, EE=.004, IC [-.011 – .005]).

La escala Future Work Self (Strauss et al., 2012) se describe en la subsección de instrumentos. Mediante un procedimiento de retrotraducción, la versión española del cuestionario fue traducida al español por tres hablantes nativos; finalmente, un traductor revisó la correspondencia entre las versiones inglesa y española, la cual coincidía con la versión traducida. La escala se distribuye en cinco ítems.

La versión en español se puede ver en el Apéndice 1.