Introdução

A cultura organizacional (CO) se manifesta nos valores, estilos de liderança, linguagem e símbolos, além de procedimentos e rotinas, e em definições de sucesso que conferem singularidade às organizações (Cameron & Quinn, 2006). A CO molda o comportamento dos indivíduos (Schein, 2009) e ajuda a compreender como as pessoas se adaptam, colaboram e se engajam em um ambiente organizacional cada vez mais dinâmico e tecnológico (Cecilio, 2022). Por conseguinte, destaca-se para promover uma gestão eficaz e garantir resultados positivos tanto para os trabalhadores, quanto para a organização. Em meio a uma atmosfera de incertezas da modernidade, é desejável que as organizações contem com trabalhadores que ultrapassem suas responsabilidades prescritas, visando a maximizar a qualidade e o desempenho organizacional (Demo et al., 2022).

Nesse sentido, o comportamento de cidadania organizacional (CCO) destaca-se como um comportamento voluntário que não é recompensado pelo sistema formal, tem o potencial de influenciar positivamente a eficácia, contribuindo para a melhoria do ambiente social e psicológico em que as tarefas são realizadas (Organ, 2018). Embora não seja regulamentado ou intencional, indivíduos que apresentam melhores indicadores de CCO são mais propensos a receber recompensas e promoções, bem como a apresentar maior satisfação, desempenho e menor intenção de rotatividade (Fernandes et al., 2023).

Desta forma, o CCO tem se tornando necessário para o funcionamento organizacional, especialmente considerando a realidade das Instituições de Ensino Superior (IES), em que o CCO se manifesta nas ações diárias dos trabalhadores por meio de gestos colaborativos e do empenho dedicado à organização. Contudo, mesmo ao proporcionar uma contribuição eficaz, por vezes, tais atitudes não são percebidas como algo além do esperado, pelo contrário, indivíduos entendem que as tarefas estão, de alguma forma, vinculadas ao seu papel organizacional (Fernandes et al., 2020; Oliveira et al., 2022). Assim, a questão central é compreender a forma como o CCO opera nas organizações (Fernandes et al., 2021; Guiling et al., 2022).

Deste modo, apesar dos esforços desenvolvidos no meio acadêmico, a CO apresenta controvérsias entre teóricos (Santos, 2021; Malheiros & Tomei, 2022). Por outro lado, nos últimos anos, pesquisa sobre CCO se tornou o tema mais difundido nas ciências organizacionais (Abdullah; Wider, 2022). Entretanto, existe uma lacuna nas pesquisas, especialmente no âmbito nacional, que permite investigar de forma mais detalhada a relação entre CO e CCO. Particularmente, há uma carência de estudos aprofundados sobre a relação entre CO e CCO (Jeong et al., 2019; Guiling et al., 2022), principalmente no âmbito de IES.

Destarte, criar um ambiente propício para CCO, embora desafiador, é uma responsabilidade das organizações públicas visando a um melhor desempenho, mais engajamento e comprometimento dos trabalhadores, por consequência, uma entrega de serviços mais eficientes à sociedade (Malheiros et al., 2023). Nesse prisma, o ambiente acadêmico apresenta uma cultura particular, composta por rituais, costumes e por um código moral que influenciam o comportamento e os relacionamentos de seus integrantes (Nunes, 2023).

Com isso, dependendo das peculiaridades culturais, as dimensões do CCO podem apresentar impactos distintos nas organizações (Oliveira Júnior & Wiedenhöft, 2023). Com esse enfoque, emerge o problema de pesquisa: como diferentes características culturais afetam o CCO em Instituições públicas de ensino superior? Nessa ótica, o objetivo desse estudo é analisar a relação da CO e CCO em uma Instituição Federal de Ensino Superior (IFES) no estado do Pará.

Sendo assim, ao examinar essa interação, o estudo pretende contribuir para o desenvolvimento de estratégias mais eficazes de gestão em IES públicas, considerando as nuances culturais que permeiam essas instituições. Assim, essa pesquisa avança na compreensão dos fenômenos e variáveis que influenciam as atitudes dos servidores e suas relações com outros construtos, a partir dos quadrantes culturais predominantes, implicando reconhecer valores, pressupostos e abordagens que definem essas culturas. No geral, os resultados do estudo evidenciam efeitos significativos da cultura no CCO.

Cultura Organizacional

Schein (2009) entende que CO representa um padrão de suposições básicas compartilhadas, adquiridas historicamente e repassados aos novos membros como o modo correto de perceber, pensar, sentir e se comportar através de interações contínuas. Já Hofstede (2003) entende CO sob o prisma de uma programação coletiva da mente, distinta entre os membros de diferentes organizações, adquirida pela convivência em diversos ambientes sociais.

Portanto, e conforme os conceitos encontrados na literatura, majoritariamente não há uma definição operacional e explícita da CO, revelando, inclusive, elementos ambíguos e, por vezes, imprecisos (Abreu-Cruz et al., 2019; Santos, 2021). Contudo, ainda que existam divergências, as principais abordagens concordam que CO consiste em um conjunto de valores e princípios que guiam as condutas, ações e relações de trabalho dentro de uma organização (La Falce et al., 2023). Ademais, conforme Malheiros e Tomei (2022), uma série de abordagens e métodos, sejam eles qualitativos ou quantitativos, podem ser empregados em estudos CO.

Segundo Mierzwa e Mierzwa (2020) e Fernandes et al. (2023), entre os modelos de mensuração da CO, o mais utilizado por pesquisadores para avaliar e identificar a forma como os indivíduos percebem a atuação da organização e quais valores se destacam e a caracterizam é a abordagem de Cameron e Quinn (2006), por meio do Instrumento de Avaliação da Cultura Organizacional (Organizational Culture Assessment Instrument - OCAI). Tal instrumento se baseia no Modelo de Valores Competitivos (Competing Values Framework - CVF), desenvolvido por Quinn e Rohrbaugh (1983), que utiliza o conceito sociológico (organizações “têm” culturas) e funcional (cultura surge a partir do comportamento coletivo) de cultura.

Conforme Xanthopoulou et al. (2022), embora o CVF seja principalmente utilizado em organizações privadas, nos últimos anos tem sido cada vez mais empregado para medir e avaliar a cultura de organizações públicas, inclusive em estudos sobre Instituições de Ensino Superior (IES) (Rosa et al., 2020; Andrade & Sampaio, 2022; Haffar et al., 2023). Todavia, deve-se compreender a distinção entre a CO de organizações públicas e privadas, visto que cada uma apresenta características e funções próprias (Xanthopoulou et al., 2022).

Para tanto, o OCAI utiliza o CVF para fornecer um perfil geral da CO, tendo como base seis dimensões: (1) características dominantes, (2) liderança organizacional, (3) gerenciamento de trabalhadores, (4) união organizacional, (5) ênfase estratégica e (6) critérios de sucesso (Cameron & Quinn, 2006). Tendo essas dimensões como referência, foram criados quatro quadrantes que compõem o CVF, cada um apresentando um conjunto de indicadores de eficácia organizacional, considerando a flexibilidade, a estabilidade e o foco interno ou externo (Tahiraj & Krek, 2022).

Fundamentado nessas premissas, emergem quatro tipos culturais (Figura 1): Clã, que enfatiza a colaboração e os valores compartilhados; Adhocrática, que é inovadora e flexível; Hierárquica, que é estruturada e orientada para a estabilidade; e a de Mercado, que é focada em resultados e competição. Esse modelo permite às organizações compreender sua cultura predominante e a adaptá-la de acordo com seus objetivos estratégicos, reconhecendo que as culturas podem ter elementos de mais de um tipo ou evoluir ao longo do tempo (Cameron & Quinn, 2006).

Portanto, na perspectiva das organizações públicas, há uma tendência à semelhança cultural em razão da uniformidade administrativa, refletindo características organizacionais comuns, como um sistema lógico de regras, estrutura hierárquica e busca por previsibilidade e estabilidade (Huragu & Chuma, 2019; Souza et al., 2022). Destarte, a “culturalização” é um processo que torna comportamentos aceitáveis, mesmo que não estejam em conformidade com as normas estabelecidas (Nunes, 2023). Assim, a CO é apresentada como um elemento interno que considera como o ambiente pode influenciar indivíduos a rever seus comportamentos em benefício institucional (Muttaqien, 2021).

Comportamentos de Cidadania Organizacional

A partir dos anos 1980, surgiu um novo paradigma de pesquisa sobre o comportamento laboral, influenciado fortemente pelo contexto neoliberal norte-americano, alinhando-se à transferência de responsabilidade do comportamento no trabalho do coletivo (organização) para o individual (Bal & Alhnaity, 2024). Tal período, concomitante com a nova gestão pública, não influenciou apenas organizações privadas, mas também teve implicações expressivas no âmbito das organizações públicas, cujo paradigma de eficiência e de produtividade passou a moldar as expectativas em relação ao comportamento dos trabalhadores (Cecilio, 2022).

Nesse contexto, buscou-se entender por que alguns indivíduos se limitam a cumprir apenas as tarefas contratuais, enquanto outros contribuem voluntariamente para a organização, ultrapassando esses limites (Fernandes et al., 2021; Martins & Veiga, 2022). Para descrever essas atitudes além das obrigações formais, os pesquisadores Bateman e Organ, (1983) introduziram o termo “Comportamento de Cidadania Organizacional” (CCO). A conceituação seminal de CCO foi introduzida por Organ (1988), que o define como "individual behavior that is discretionary, not directly or explicitly recognized by the formal reward system, and that in the aggregate promotes the effective functioning of the organization” (1988, p. 4). Entretanto, apesar de o CCO não estar explicitamente integrado ao sistema formal de recompensa, sua prática fortalece o funcionamento e a eficácia organizacional em geral (Demo et al., 2022).

Nessa conjuntura, Organ (1988) identificou cinco dimensões intrínsecas aos CCO: (1) Altruísmo, caracterizado por ações orientadas para auxiliar colegas em dificuldades no trabalho ou indivíduos específicos enfrentando problemas relevantes na organização; (2) Cortesia, que visa a ajudar colegas a evitar problemas no trabalho; (3) Esportividade, que se refere à capacidade de tolerar pequenas frustrações e inconveniências no trabalho sem protestar; (4) Conscienciosidade, que envolve a superação dos requisitos mínimos de presença, pontualidade, manutenção das instalações e dos recursos de trabalho; e (5) Virtude cívica, que está relacionada ao engajamento responsável e construtivo na vida política da organização.

Por outro lado, Williams e Anderson (1991) propuseram que o CCO pode ser classificado em duas dimensões com base na direção do comportamento: CCO orientado à Organização (CCO-O) e CCO orientado aos Indivíduos (CCO-I). Essa perspectiva envolve as dimensões altruísmo e cortesia, associadas ao CCO-I, identificadas por Organ (1988), ao passo que conscienciosidade, virtude cívica e esportividade são relacionadas ao CCO-O (Podsakoff et al., 2018; Maszah et al., 2023). Assim, conforme Fernandes et al. (2021), Jang et al. (2022) e Malheiros et al. (2023), além de estarem entre as principais abordagens adotadas por pesquisadores, a estrutura bidimensional aborda de forma mais abrangente e concisa as facetas teóricas do construto. Estudos de Geus et al. (2020) e Allieu e Moriba (2023) mostraram que essa distinção também se aplica ao setor público.

Bal e Alhnaity (2024) e Meynhardt et al. (2020) complementam e indicam que uma percepção positiva do trabalho está associada a um maior envolvimento em CCO, sendo o inverso também verdadeiro. Abdullah e Wider (2022) destacam que relacionamentos saudáveis no trabalho e autoconfiança elevada motivam os trabalhadores a participar voluntariamente de atividades além de suas responsabilidades, promovendo o CCO. Nesse contexto, pesquisas sobre os determinantes do CCO abrangem aspectos relacionados a variáveis atitudinais (cultura organizacional, justiça e comprometimento), características individuais (adaptabilidade, conscienciosidade, amabilidade e otimismo) e ambiente de trabalho (liderança, suporte e clima organizacional) (Guiling et al., 2022; Malheiros et al., 2023).

O CCO tem consequências expressivas tanto no nível organizacional quanto no nível individual. No contexto organizacional, o CCO afeta o desempenho e a eficácia institucional, resultando em aumento de produtividade, eficiência, redução de custos, satisfação do cliente e crescimento do volume de negócios (Podsakoff et al., 2018). No âmbito individual, o CCO pode afetar a avaliação de desempenho, distribuição de recompensas e também estar relacionado a atividades que afetam a rotatividade, como a intenção de deixar o emprego, absenteísmo, entre outras (Fernandes et al., 2023).

Ao concentrar a análise nas organizações públicas, observa-se que essas organizações seguem um conjunto distinto de restrições legais e normativas em comparação com as empresas privadas, o que pode invocar diferentes expectativas de papéis e condições para o CCO (Ingrams, 2020). Geus et al. (2020) destacam que o CCO pode ser visto como uma medida de desempenho no setor público, tendo as práticas de recursos humanos de alto desempenho sido utilizadas para aumentar o nível de CCO. Isso pode ser percebido no caso das Instituições públicas de ensino superior, cujos trabalhadores frequentemente mostram comportamentos além de suas atribuições em razão da consciência pró-sociedade (Fernandes et al., 2020; Oliveira et al., 2022).

A relação entre CO e CCO: hipóteses e modelo conceitual

De acordo com Susita et al. (2020) e Fernandes et al. (2023), pesquisas têm abordado sob diferentes formas como a cultura organizacional (CO) impacta os comportamentos de cidadania organizacional (CCO), referindo-se à CO como antecedente do CCO, um potencial moderador do CCO, um preditor do CCO, uma ferramenta eficaz para fomentar o CCO, inclusive o CCO como parte e uma das medidas da CO. Contudo, apesar das variadas abordagens, há evidências de que a CO pode influenciar significativamente o CCO (Maszah et al., 2023; Siswadi et al., 2023).

Nesse cenário, Jeong et al. (2019) concluíram que a maioria dos subfatores culturais (clã, adhocracia e de mercado) apresentaram uma relação positiva com o CCO, contudo, quando a cultura hierárquica prevaleceu dentro de uma organização, era mais provável que as funções e responsabilidades dos trabalhadores fossem restritas às tarefas atribuídas. Fernandes et al. (2023) complementam que, enquanto as culturas de clã e adhocracia incorporam os interesses dos trabalhadores, destacando a confiança, o apoio a longo prazo e o investimento na equipe, as culturas de hierarquia e mercado, por outro lado, têm uma tendência menor de aprimorar os CCO, não representando, porém, uma relação negativa entre essas tipologias culturais e o CCO.

Nesse trilhar, as diferentes características culturais impactam distintamente na forma como os trabalhadores demonstram CCO. E com base no modelo de Cameron e Quinn (2006) e na abordagem bidimensional proposta por Williams e Anderson (1991), foram formuladas as seguintes hipóteses, ilustradas no modelo conceitual (Figura 2):

A cultura clã (COC) estimula o trabalho em equipe, a colaboração e o suporte mútuo, criando um ambiente favorável, fomentando o engajamento em atividades além das responsabilidades formais (Cameron & Quinn, 2006). Isso se manifesta pelo respeito e cortesia demonstrados pelos trabalhadores ao interagir e concluir tarefas, resultando em um aumento do CCO (Muttaqien, 2021). Isto posto, hipotetizam-se:

H1a: A COC está positivamente relacionada ao CCO-I.

H1b: A COC está positivamente relacionada ao CCO-O.

Na cultura hierárquica (COH), espera-se que os trabalhadores sigam procedimentos e normas, em vez de se envolverem na tomada de decisões, podendo resultar em níveis reduzidos de CCO (Fernandes et al., 2023). A rigidez hierárquica e a ênfase no controle podem limitar a autonomia e a liberdade dos indivíduos, reduzindo sua motivação para se engajar em CCO, porém não indicando necessariamente uma relação negativa (Jeong et al., 2019). Então, pode-se hipotetizar:

H2a: A COH está positivamente relacionada ao CCO-I.

H2b: A COH está negativamente relacionada ao CCO-O.

A cultura adhocrática (COA) valoriza a iniciativa, encorajando os trabalhadores a assumir responsabilidades, propiciando um ambiente dinâmico e criativo, no qual os envolvidos se sentem motivados a contribuir além do esperado (Haffar et al., 2023). Isso aumenta o senso de responsabilidade e disciplina dos trabalhadores para realizar suas atividades e superar as expectativas (Winarsih & Riyanto, 2020). Portanto, são formuladas as hipóteses:

H3a: A COA está positivamente relacionada ao CCO-I.

H3b: A COA está positivamente relacionada ao CCO-O.

A cultura de mercado (COM) é caracterizada pela ênfase na eficiência, competitividade e orientação para resultados tangíveis (Cameron & Quinn, 2006). Tais elementos podem fomentar membros da instituição a demonstrar atitudes de CCO, incluindo auxiliar colegas, contribuir para o ambiente de trabalho e se engajar em atividades em prol de um objetivo comum (Jeong et al., 2019). Assim, são formuladas as hipóteses:

H4a: A COM está positivamente relacionada ao CCO-I.

H4b: A COM está positivamente relacionada ao CCO-O.

Nessa perspectiva, a cultura organizacional (CO) exerce um relevante papel ao criar um ambiente propício para que os membros da organização demonstrem atitudes e ações que vão além de suas responsabilidades formais, contribuindo para o bem-estar coletivo e o alcance dos objetivos organizacionais (Jeong et al., 2019; Demo et al., 2022). Assim, a conscientização das responsabilidades da organização e a percepção de que ela é estruturada por uma CO forte estimulam o desenvolvimento do CCO (Malheiros et al., 2023).

Procedimentos metodológicos

A pesquisa foi desenvolvida por meio de uma survey exploratório-descritiva, com abordagem transversal, utilizando uma amostragem não probabilística por conveniência e tratamento quantitativo dos dados (Gil, 2019). O tamanho da amostra foi calculado a priori por meio do software G*Power, versão 3.1.9.7, considerando a variável latente com maior número de preditores, que no caso, tanto CCO-O quanto CCO-I, receberam quatro preditores (clã, adhocracia, hierárquica e de mercado). Foram adotados como parâmetros o tamanho do efeito (f2) de 0,15, o poder estatístico de 0,80 e 5% (α=0,05) para o nível de significância estatística. Assim, o resultado indicou uma amostra mínima de 85 respondentes, mas Ringle et al. (2014) sugerem triplicar essa quantidade, resultando em uma amostra desejada de 255, tendo sido coletados 401 questionários válidos, portanto quantidade bem superior à almejada.

A coleta de dados ocorreu em uma Universidade Federal localizada no estado do Pará/Brasil, com a utilização da plataforma Survey Monkey®, utilizada para enviar os questionários eletrônicos para os e-mails dos servidores. O questionário foi acompanhado do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE) e teve como critérios de inclusão (1) ser servidor da IFES pesquisada e (2) aceitar participar do estudo, e o critério de exclusão foi a negativa da participação.

Destarte, o questionário foi estruturado com respostas na escala Likert com sete pontos para avaliar cada alternativa, sendo zero (nunca), um (quase nunca), dois (às vezes), três (regularmente), quatro (frequentemente), cinco (quase sempre) e seis (sempre). O questionário foi dividido em duas partes: a primeira parte compreendeu as escalas de (1) Avaliação da Cultura Organizacional (OCAI), desenvolvida por Cameron e Quinn (2006) e traduzida por Czempik (2018), e (2) Comportamento de Cidadania Organizacional (CCO), proposta por Lee e Allen (2002) e adaptada para o português por Oliveira et al. (2022).

O OCAI consiste em 24 indicadores que medem a intensidade das características culturais clã, adhocrática, hierárquica e de mercado. Essa escala permitiu aos respondentes avaliar a semelhança de cada dimensão com sua organização no momento atual. Estudos anteriores demonstraram que o OCAI apresentou consistência interna satisfatória (Rosa et al., 2020; Haffar et al., 2023). Já na avaliação do CCO, a escala bidimencional contém 14 itens, sendo 7 para CCO-I e 7 para CCO-O. A segunda parte consistiu no perfil dos entrevistados e envolveu um conjunto de perguntas sociodemográficas, com respostas dicotômicas e de múltipla escolha, destinadas a caracterizar os respondentes.

Preliminarmente, a base de dados foi analisada quanto a presença de vieses atribuídos aos respondentes. Para tanto, foi empregado o teste do fator único de Harman (1976), realizado por meio da análise fatorial exploratória (AFE) sem rotação dos fatores. Os resultados mostraram seis componentes, que explicaram 64,95% da variância, tendo a componente principal representado 37,93% da variância total. Assim, como a componente principal posicionou-se abaixo do limite de 50%, não indicou a presença de vieses decorrentes da variância do método comum (VMC).

Os dados foram tratados utilizando a técnica de modelagem de equações estruturais de mínimos quadrados parciais (partial least squares structural equation modeling - PLS-SEM), por meio do software SmartPls4®. Henseler et al. (2016) recomendam o PLS-SEM para estruturas complexas que envolvem múltiplos construtos e relações, destacando-se em pesquisas organizacionais, com capacidade singular para analisar modelos teóricos, testar hipóteses e compreender relações causais entre variáveis (Hair et al., 2019).

Apresentação de resultados

Perfil dos respondentes

Dos 401 questionários coletados, houve um equilíbrio entre respondentes do sexo masculino (42,9%) e feminino (41,6%), além de 15,5% (62) que não responderam. Houve um predomínio de servidores técnico-administrativos (75,1%), no regime de 40h semanais (70,1%), com alta escolaridade, sendo mais de 82% (330) com pós-graduação, seja a nível de especialização (33,9%), mestrado (23,7%) ou doutorado (24,7%). Salienta-se ainda que 47,6% (191) atuam na IFES pesquisada entre 4 e 10 anos, com concentração na faixa etária de 31 a 40 anos (38,4%). Dos participantes, 29,4% (118) ocupavam cargos de chefia, e quase metade da amostra está subordinada à sua chefia imediata há menos de 2 anos (49,1%), sendo as respectivas chefias predominantemente do sexo feminino (55,4%). Por fim, a maioria dos respondentes recebe entre 3 e 8 salários mínimos (72,6%), são pais (58,1%) e casados (47,9%).

Avaliação do Modelo de Mensuração e Análise Descritiva

Na avaliação do modelo de mensuração, foram observadas cargas fatoriais satisfatórias e capazes de explicar a maior parte (mais de 50%) da variância das variáveis latentes. Portanto, praticamente todos os indicadores previstos inicialmente permaneceram no modelo final. A única exceção ocorreu com o indicador de comportamento de cidadania organizacional orientada para a organização (CCO-O), expresso pela afirmativa “Eu tomo providências (no exercício de minhas atividades) para proteger a organização de possíveis problemas”. Esse indicador, cuja carga fatorial foi de 0,624, foi excluído para melhorar a Variância Média Extraída (VME) e, com isso, adequar a validade convergente da variável CCO-O. Como mostra Tabela 1, com a exclusão do indicador acima, todos os construtos alcançaram VME superiores a 0,526, atendendo aos critérios de Hair et al. (2019), que recomendam VME maiores que 0,500 (50%) para a presença de validade convergente.

Na sequência, a consistência interna foi avaliada tomando por base os coeficientes Alpha de Cronbach (AC), Rho de Dillon (Rho-A) e Confiabilidade Composta (Rho_C). Todos os índices foram superiores a 0,820, indicando que o modelo reunia dados fidedignos e sem vieses. Ao tratar de medidas de consistência interna, Costa (2011) e Hair et al. (2019) destacam que coeficientes superiores a 0,700 expressam níveis adequados de fidedignidade. Portanto, constatadas a consistência interna e a validade convergente, a avaliação concentrou-se na validade discriminante, tendo, para tanto, sido utilizados os critérios Fornell e Lacker (1981) e Henseler´s Heterotrait-Monotrait Ratio (HTMT), ambos com resultados satisfatórios como mostra a Tabela 2.

Quanto ao critério Fornell e Lacker (1981), expresso na diagonal e no triângulo inferior da Tabela 2, na diagonal posicionam-se as raízes quadradas das VMEs (

e no triângulo inferior, as correlações de Pearson (r). Destacaram-se valores menores nas correlações de Pearson (r) (triângulo inferior) quando comparados com as raízes quadradas das VMEs (diagonal). Portanto, quando isso ocorre, Aldás e Uriel (2017) e Hair et al. (2019) destacam que se deve considerar que há validade discriminante entre as variáveis latentes do modelo. Convergindo o resultado do critério Fornell e Lacker (1981), os índices de HTMT, posicionados no triangulo superior da Tabela 2 mostraram valores em conformidade com Hair et al. (2019), que consideram aceitáveis índices entre 0,850 e 0,900. Desta forma, conforme o critério HTMT, as variáveis latentes medem aspectos distintos do fenômeno, confirmando, assim, que a validade discriminante está bem estabelecida no modelo em estudo.

Na perspectiva da análise descritiva e correlacional, os escores mostraram que no local da pesquisa há predominância da cultura hierárquica (3,90±1,17), seguida da clã (3,90±1,27), adhocrática (3,45±1,27) e de mercado (2,92±1,27). Nesse sentido, a cultura de mercado foi a única a se posicionar abaixo do centro da escala (3,00), sugerindo uma dimensão fraca da CO. Assim, observa-se que, de forma geral, os escores da cultura organizacional se posicionaram intermediariamente na amostra. Por outro lado, com escores mais elevados, posicionados nos estratos intermediários superiores, destacaram-se as dimensões do CCO, principalmente aquelas orientadas para a organização (4,74±0,89), e com intensidade levemente menor, aquelas dimensões orientadas aos indivíduos (4,53±1,01). Esse aspecto mostra a disposição dos respondentes em atuar de forma discricionária, principalmente no que concerne à organização.

Quanto às correlações de Pearson (r), tomando como base critérios de Marôco (2014), que classifica as correlações em baixa (|r|<0,25), moderada (0,25 ≤ |r| < 0,50), forte (0,50 ≤ |r| < 0,75) e muito forte (|r| ≥ 0,75), destacou-se a relação muito forte entre clã e adhocracia (r=0,786, p-valor<0,01) e forte entre adhocracia e hierárquica (r=0,709, p-valor<0,01) e hierárquica e clã (r=0,695, p-valor<0,01). Já com relação à cultura de mercado, destacaram-se as menores correlações da CO, posicionadas no estrato moderado quando observada a relação entre mercado e clã (r=0,335, p-valor<0,01) e no estrato forte para a relação entre mercado e hierárquica (r=0,531, p-valor<0,01) e entre mercado e adhocracia (r=0,535, p-valor<0,01).

Ao concentrar a avaliação nas correlações entre CO e CCO, os resultados, assim como os demais, foram positivos, significativos a 1% e de intensidade média e forte. As relações de média intensidade foram predominantes e podem ser observadas entre CCO-I e cultura de clã (r=0,499, p-valor<0,01), cultura hierárquica (r=0,458, p-valor<0,01) e cultura de mercado (r=0,350, p-valor<0,01), com intensidade forte destacou-se a relação com adhocracia (r=0,520, p-valor<0,01).

Por outro lado, observa-se que, quando a análise se concentra nas relações da cultura organizacional com o CCO-O, a intensidade das correlações foi maior, destacando-se correlação média apenas na relação com cultura de mercado (r=0,306, p-valor<0,01), sendo as demais correlações fortes, como ocorrem com clã (r=0,569, p-valor<0,01), hierárquica (r=0,525, p-valor<0,01), adhocracia (r=0,554, p-valor<0,01). Outra correlação forte ocorreu com o CCO-I, que obteve correção de r=0,695, p-valor<0,01. Assim, as correlações observadas na pesquisa, todas positivas e significativas a 1%, sugerem que o fortalecimento da cultura organizacional, além de revelar autorreforço, alcança os comportamentos discricionários dos respondentes, que devem se mostrar mais dispostos a ações de cidadania organizacional na medida em que é fortalecida a cultura na organização.

Avaliação do Modelo Estrutural e Teste de Hipóteses

A avaliação do modelo estrutural foi iniciada pela observação dos coeficientes de determinação de Pearson, utilizados para medir o poder explicativo das variáveis exógenas (r-quadrado). Portanto, como mostra a Tabela 3, foi possível constatar que a cultura organizacional (CO) explicou 30,7% da variância do CCO-I e 36,9% do CCO-O. Nesse sentido, ao tratar do poder explicativo de modelos estruturais, Hair et al. (2019) destacam que, de maneira geral, r-quadrados de 0,25 expressam fraca capacidade explicativa, 0,50, moderada, e 0,75 expressam alta capacidade explicativa. Portanto, tomando por base os parâmetros de Hair et al. (2019), é possível considerar que a CO é capaz de explicar parcelas moderadas da variância do CCO, condição que sugere capacidade explicativa razoável.

Na sequência, o ajuste geral do modelo medido pelo coeficiente SRMR (standardized root mean square residual) mostrou baixa discrepância (SRMR=0,077) entre a correlação observada e a esperada (Henseler et al., 2016), com isso, atendeu à recomendação de Hair et al. (2019), que consideram valores de até 0,08 adequados para o SRMR, e à recomendação de Henseler et al. (2016), que adotam índice abaixo de 0,10. Complementarmente, o modelo foi avaliado no que concerne à capacidade preditiva pelo índice Stone-Geisser com resultado superior a 0,00 (Q2>0,00) para todas as variáveis endógenas. Na interpretação do Q2, valores positivos indicam uma pequena capacidade preditiva, porém quando esses valores alcançam 0,25 e 0,50, são considerados médio e grande, respectivamente (Hair et al., 2019).

Desta forma, os valores de Q2 encontrados pelo procedimento blindfolding revelaram que a CO tem capacidade de prever tanto o CCO-I, com Q2=0,28, quanto o CCO-O, com Q2=0,35. Portanto, os resultados mostram que, de maneira geral, o modelo estrutural é bem ajustado (SRMR) e capaz de explicar as variáveis endógenas (r-quadrado) com poder preditivo intermediário (Q2). Na continuidade da avaliação do modelo, as hipóteses foram testadas pela análise de caminhos com a utilização de reamostragem por bootstraping, com 5.000 simulações autogeradas, como recomendam Hair et al. (2019). Preliminarmente, as relações entre as variáveis foram verificadas para identificar colinearidade, para tanto, foi utilizado o Fator de Inflação da Variância (VIF). Os valores da estatística VIF (Tabela 5) não indicaram problemas de colinearidade, posicionando-se próximos ou inferiores a 3,00 (VIF<0,348). Essa condição justificou a continuidade do tratamento de dados.

Assim, os resultados mostrados na Tabela 4 forneceram evidências estatísticas para confirmar seis (H1a, H1b, H2b, H3a, H3b e H4a) das oito hipóteses em estudo. Com isso, é possível afirmar com 99% de possibilidade de acerto (p-valor<0,01) que a cultura de clã (COC) influencia positivamente no comportamento de cidadania organizacional orientado para o indivíduo (H1a, β=0,232) e para a organização (H1b, β=0,284). Já na perspectiva da cultura hierárquica (COH), a influência positiva ocorre apenas no CCO-O (H2b, β=0,185), uma vez que a hipótese H2a, que trata da CCO-I, foi recusada. Portanto, não há evidências estatísticas que permitam afirmar que cultura hierárquica (COH) é capaz de influenciar positivamente no CCO-I (H2a, β=0,080, p-valor>0,05).

Quanto à cultura adhocrática (COA), todas as hipóteses (H3a e H3b) foram confirmadas, evidenciando a influência positiva no CCO-I, H3a, β=0,221, e CCO-O, H3b, β=0,196. Por sua vez, a cultura de mercado (COM) assim como a hierárquica mostraram evidências estatísticas suficientes para confirmar apenas uma das duas hipóteses, a H4a. Esse aspecto sugere que a COM contribui para aumentar a CCO-I, H4a, β=0,111, uma vez que o p-valor maior que 5% encontrado na segunda hipótese H4b não forneceu evidências estatísticas de haver relação significativa entre COM e CCO-O.

Por outro lado, quanto ao tamanho do efeito (f2), que mede o impacto da retirada da variável exógena no poder explicativo da variável endógena, destacaram-se, de maneira geral, impactos baixos. Nesse sentido, Cohen (1988) esclarece que o tamanho do efeito (f2) pode ser classificado em pequeno (f2=0,02), médio (f2=0,15) e grande (f2=0,35). Na Tabela 4, estão destacados os efeitos baixos nas seis hipóteses confirmadas na pesquisa, sendo: H1a (f2=0,025); H1b (f2=0,041); H2b (f2=0,022); H3a (f2=0,020); H3b (f2=0,017); e H4a (f2=0,011).

Discussão dos resultados

Os resultados confirmam o entendimento de que as organizações são fenômenos multiculturais, havendo uma combinação de tipos culturais, com alguns mais prevalentes do que outros (Schein, 2009). Nesse contexto, os dados demonstram que a IES investigada apresenta uma leve predominância das culturas hierárquica e clã, seguida pela adhocrática. Essa distribuição indica uma combinação de valores orientados para a estabilidade e controle (COH), fomenta um ambiente colaborativo e o desenvolvimento das pessoas (COC), bem como uma inclinação para a inovação e flexibilidade (COA).

É essa variedade de valores e de combinações, por vezes paradoxais, que confere às organizações eficazes suas culturas distintas, que se manifestam de forma singular em cada uma delas (Cameron & Quinn, 2006; Santos, 2021). Por outro lado, a cultura de mercado se revelou a dimensão mais fraca da CO. Esta dissociação pode ser atribuída à natureza das IFES, que não visam ao lucro, assim, tendem a não apresentar uma cultura voltada para atender metas financeiras, desta forma, desestimulando a competição entre os membros, conforme apontado por Rosa et al. (2020) e Andrade e Sampaio (2022).

Ademais, os resultados apontam altos níveis de CCO, indicando equilíbrio entre as dimensões CCO-O e CCO-I, convergindo com o concluído por Oliveira et al. (2022). Enquanto o CCO-I está alinhado com a cooperação voluntária entre os indivíduos, o CCO-O está centrado em melhorar a imagem, defesa, lealdade e desenvolvimento da organização (Lee & Allen, 2002). Assim, a presente pesquisa reforça o entendimento de que CCO é intrínseca entre trabalhadores das IES, assim como apontado por Fernandes et al. (2020). Porém, a depender da tipologia cultural predominante, os níveis de CCO podem se manifestar sob diferentes intensidades (Oliveira Júnior & Wiedenhöft, 2023).

Nesse sentido, a presente pesquisa objetivou analisar como diferentes tipologias culturais afetam o CCO em IES. Os resultados do modelo indicam relação significativa e positiva entre a cultura e o CCO, em consonância com a interpretação predominante na literatura (Susita et al., 2020; Fernandes et al., 2023). Martins e Veiga (2023) complementam que crenças e valores que emanam da CO influenciam ações individuais, tendo efeitos diretos na consecução dos objetivos da organização, além de estabelecer padrões de comportamento que orientam as ações dos trabalhadores. Portanto, entender essa relação permite fortalecer aspectos culturais específicos e, por consequência, aprimorar a prática de CCO (Maszah et al., 2023).

Dessa forma, ao confirmar as hipóteses H1a, H1b, tem-se que a cultura clã (COC) apresentou impacto mais forte em ambas as dimensões do comportamento de cidadania, na população pesquisada, influenciando positivamente o CCO-I (β=0,232; P-valor<0,01) e CCO-O (β=0,284; P-valor<0,01), na mesma direção dos apontamentos feitos por Jeong et al. (2019) e Fernandes et al. (2023). Indicando que um ambiente de participação e cooperação faz com que os professores e técnicos estejam dispostos a colaborar com seus colegas, compartilhar conhecimentos e trabalhar em equipe (CCO-I), convergindo com a interpretação de La Falce et al. (2023). Sugerindo também que uma cultura que valoriza elementos de COC está relacionada a comportamentos em que os trabalhadores demonstram preocupação com os interesses da organização, exaltando aspectos positivos e encorajando outros a seguir esse comportamento (CCO-O) (Muttaqien, 2021; Siswadi et al., 2023).

Quanto à hipótese H2a, verificou-se ausência de uma relação significativa entre a Cultura Hierárquica (COH) e o CCO-I (β=0,080; P-valor>0,05), podendo ser atribuída às características dessa tipologia cultural, predominantemente voltada para o controle e a estabilidade, confirmando os resultados de Fernandes et al. (2023). Dado o enfoque individualizado do CCO-I, como altruísmo e cortesia, que requerem uma abordagem mais flexível e adaptativa (Podsakoff et al., 2018; Maszah et al., 2023), a rigidez associada à COH, especialmente em uma IES, pode não fornecer o ambiente propício para o florescimento desses comportamentos (Haffar et al., 2023).

Em contraste, há uma relação positiva e significativa entre a COH e o CCO-O (β=0,185; P-valor<0,01), confirmando a H2b, que pode ser explicada pela convergência entre a natureza estável dessa cultura e as características do CCO-O, que incluem conscienciosidade, esportividade e virtude cívica (Guiling et al., 2022; Malheiros et al., 2023). A COH está centrada no ambiente interno, caracterizando-se por uma estrutura formalizada, fundamentada na confiabilidade na entrega, estabilidade e baixo custo operacional, buscando estabilidade, previsibilidade e eficiência (Menezes & Cirqueira, 2019). Isso sugere que, em ambientes mais estruturados, a promoção de práticas cidadãs orientadas para a instituição pode ser uma extensão natural da hierarquia (Jeong et al., 2019).

No contexto pesquisado, os resultados indicam que uma cultura adhocrática (COA) impacta positivamente tanto no CCO-I (β=0,221; P-valor<0,01) quanto no CCO-O (β=0,196; P-valor<0,01), confirmando as hipóteses H3a e H3b, respectivamente, estando de acordo com as investigações prévias realizadas por Winarsih e Riyanto (2020) e Fernandes et al. (2023). Esses resultados indicam que, em se tratando de uma IES, em um ambiente que fomenta a autonomia, liberdade e criatividade, favorecendo a tomada de decisão e inovação dentro da organização, os servidores tendem a ser mais proativos, atuando além de suas atribuições formais, conforme apontado por Andrade e Sampaio (2022).

Outrossim, a cultura de mercado (COM) revelou uma conexão significativa com o CCO-I (β=0,111; P-valor<0,01), confirmando a H4a, conforme os achados de Jeong et al. (2019). Contudo, a mesma COM não demonstrou uma relação significativa com o CCO-O (β=0,008; P-valor=0,870), indo ao encontro da conclusão de Fernandes et al. (2023). A relação significativa entre a COM e o CCO-I pode ser compreendida à luz das características inerentes a essa tipologia cultural. A ênfase da COM na produtividade e na abordagem orientada para resultados pode impulsionar a cooperação entre os trabalhadores, refletindo-se em comportamentos como ajuda mútua e esforços conjuntos para superar desafios organizacionais (Mierzwa & Mierzwa, 2020; Tahiraj & Krek, 2022), contudo, não é possível afirmar que na amostra estudada a COM influencie o CCO-O.

Considerações finais

O presente investigou como as tipologias culturais propostas por Cameron e Quinn (2006) influenciam os Comportamentos de Cidadania Organizacional (CCO) em Instituições Federais de Ensino Superior (IFES). A utilização da modelagem de equações estruturais por mínimos quadrados parciais (PLS-SEM) revelou-se uma estratégia eficaz para lidar com a complexidade do modelo teórico proposto. A pesquisa confirmou seis das oito hipóteses formuladas, demonstrando que culturas organizacionais específicas, como a clã (COC), adhocrática (COA) e de mercado (COM), impactam positivamente os CCO orientados aos indivíduos (CCO-I), enquanto as culturas clã (COC), hierárquica (COH) e adhocrática (COA) afetam os CCO voltados à organização (CCO-O).

A análise também mostrou que a instituição investigada apresenta uma leve predominância das culturas clã e hierárquica, seguidas pela adhocrática, em conjunto com elevados níveis de CCO, tanto direcionado aos indivíduos quanto à organização. Esses resultados refletem a complexidade da cultura organizacional (CO) em IFES, onde o equilíbrio entre inovação (COA), hierarquia (COH) e colaboração (COC) é essencial para o desenvolvimento do CCO. Esses achados corroboram pesquisas anteriores e contribuem para uma melhor compreensão do impacto da cultura organizacional na promoção de comportamentos de cidadania nesse contexto.

Nessa perspectiva, ao aprofundar o entendimento sobre as interações entre diferentes tipos de cultura e os CCO, e como essas relações se manifestam nas dimensões individual e organizacional, o estudo amplia a literatura no que tange a relação entre cultura organizacional e CCO. Avançando no âmbito teórico ao confirmar, no ambiente investigado (IFES), relações encontradas em outros cenários, bem como suprindo lacunas apontadas por autores como Guiling et al. (2022) e Malheiros & Tomei (2022).

Além disso, a predominância das características das culturas clã e adhocrática no contexto estudado, associada às suas influências em ambas as dimensões do CCO, reforça a aplicabilidade prática dos resultados. Os dados fornecem um diagnóstico organizacional, permitindo a compreensão do papel do CCO e sua inter-relação no ambiente de trabalho. Esse diagnóstico pode embasar a formulação de estratégias que promovam atitudes que fortalecedoras do CCO, como o incentivo à colaboração e à confiança (características da cultura clã) e a criatividade e inovação (próprias da cultura adhocrática). Em um ambiente cada vez mais dinâmico e desafiador, esses fatores podem impactar positivamente a percepção do clima organizacional e o desempenho institucional, promovendo uma postura cooperativa e proativa entre os trabalhadores, que proporcione ganhos de sinergia. Assim, as organizações podem se beneficiar dos resultados da pesquisa ao orientar-se na promoção de comportamentos desejáveis e formular políticas de gestão que maximizem os efeitos positivos da CO sobre o CCO.

Tais implicações são particularmente relevantes para instituições públicas de ensino que, ao fomentar uma CO que estimule o CCO, criam ambientes laborais mais saudáveis e colaborativos. Isso favorece não apenas o bem-estar dos servidores, mas também reflete positivamente na qualidade dos serviços prestados, como ensino, pesquisa e extensão, promovendo um espaço de aprendizado dinâmico, eficiente e desafiador. Nessa linha, é plausível apontar o pretenso impacto social da pesquisa, por meio da formação efetiva dos estudantes, essas instituições contribuem para o desenvolvimento de uma sociedade mais crítica, inovadora e participativa, que, somado ao aprimoramento da gestão pública, fortalece o compromisso das instituições de ensino perante à comunidade acadêmica e a sociedade em geral.

Entretanto, algumas limitações devem ser reconhecidas. A técnica de amostragem não probabilística por conveniência restringe os resultados aos respondentes que participaram voluntariamente do estudo, o que pode limitar a generalização dos achados. Além disso, os questionários preenchidos pelos próprios participantes impediram o esclarecimento de possíveis dúvidas durante o processo de resposta. Por ser um recorte transversal, o estudo também não capturou mudanças nas interações entre CO e CCO ao longo do tempo. Para superar essa limitação, pesquisas futuras poderiam se beneficiar de abordagens longitudinais, permitindo uma análise mais detalhada sobre como as relações entre os constructos evoluem ao longo do tempo e proporcionando uma compreensão mais profunda das tendências no fenômeno.

Por fim, as implicações deste estudo não se limitam ao contexto acadêmico, oferecendo também informações aplicáveis para outros tipos de organizações. A abordagem adotada abre caminhos para novas investigações que integrem variáveis organizacionais e comportamentais, ampliando o escopo de análise em pesquisas sobre comportamento organizacional e gestão de pessoas. Futuras pesquisas poderiam explorar variáveis mediadoras e moderadoras, bem como replicar o estudo em diferentes contextos, públicos e privados, para expandir a aplicabilidade dos resultados e identificar nuances específicas em distintos ambientes organizacionais, oferecendo uma base ainda mais sólida para a implementação de práticas gerenciais eficazes.

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