La justicia organizacional es una variable que recientemente está cobrando relevancia en el contexto laboral con repercusiones evidenciables en la productividad y el bienestar de los trabajadores. Por ello se requiere contar con instrumentos debidamente validados para indagar en la incidencia y las manifestaciones de la justicia organizacional. En esta investigación se analizan las propiedades psicométricas de la Escala de Justicia Organizacional de Colquitt (Omar et al., 2018) en una muestra de 327 trabajadores mineros (75,84% hombres y 24,16% mujeres) de la ciudad de Arequipa, Perú. Se trata de un estudio instrumental en el que se analizó la estructura interna de la prueba mediante el análisis factorial confirmatorio y, para estimar la confiabilidad, se utilizaron las pruebas Alfa ordinal y Omega de McDonald categórica. Los resultados confirmaron la estructura de cuatro factores con adecuados índices de bondad de ajuste, aunque la confiabilidad fue baja en la dimensión de justicia distributiva (ω = ,606; α = ,373). Por ello se sugiere la eliminación de los ítems 7, 8 y 17.

La justicia es un constructo que surge en la antigüedad, con hondas implicancias filosóficas y morales que se aplica al derecho y se asocia con las virtudes y la moral (Vela, 2015), pero debe diferenciarse de conceptos como la equidad, la igualdad y la necesidad (Barberá & Albertos, 1993). En tal sentido, existen diversas teorías sociales que intentan explicar la justicia como la teoría de George Homans, quien introduce el concepto “justicia distributiva” con base en la noción de proporcionalidad (Homans, 1961); mientras que Blau (1964) plantea su teoría del intercambio social relievando las expectativas en las relaciones sociales. En psicología, en la década de 1970, desde un enfoque cognitivo, empezó a surgir evidencia de que la percepción de injusticia en las relaciones interpersonales puede generar una variada sintomatología clínica, cobrando relevancia en el bienestar psicológico y la salud mental (Sarrió & Barberá, 1997). Más recientemente, con la aparición de la psicología positiva, la justicia se entiende como una virtud junto con el civismo y el liderazgo (Peterson & Seligman, 2004).

En el ámbito laboral y de la psicología organizacional, John Stacy Adams fue uno de los primeros autores en señalar que la percepción de justicia en el trabajo influye en la satisfacción laboral y, por ende, en la productividad (Adams, 1963). Greenberg (1987) fue el primero en acuñar el concepto “justicia organizacional” para designar la percepción de los empleados respecto a lo que es justo en la organización. Jason Colquitt (2001), por su parte, generaría un modelo teórico construccionista de la justicia organizacional en función de cuatro componentes: la justicia distributiva, la justicia procedimental, la justicia interpersonal y la justicia informacional. Desde entonces una amplia variedad de estudios se ha centrado en la justicia organizacional como un factor relevante para el éxito de las organizaciones y el bienestar de los trabajadores (Colquitt et al., 2013).

La justicia distributiva se refiere a la percepción de equidad que tienen los trabajadores en función de la distribución de los resultados, como salarios, reconocimientos, premios, ascensos, etc. (Colquitt, 2001). Manzone (2019) señala, por ejemplo, que es una obligación moral hacer una distribución equitativa de las ganancias en la empresa, porque, de lo contrario, se contribuye a extender las brechas socioeconómicas que causan desigualdad y pobreza de forma generalizada. La justicia procedimental alude a los mecanismos y procesos mediante los cuales se hace una distribución igualitaria y apropiada de los beneficios en una organización (Avitia-Cordero et al., 2021). Se ha demostrado, por ejemplo, que la injusticia procedimental produce una afectación intelectual y emocional importante (Omar, 2017). Las otras dos formas de justicia organizacional tienen un sentido interaccional, de modo que la justicia interpersonal refleja el grado en que las personas son tratadas con respeto y cortesía por las autoridades de la empresa; mientras que la justicia informacional se centra en la comunicación veraz y oportuna de las decisiones y actividades que tienen lugar en el trabajo (Omar et al., 2018).

La importancia de la justicia organizacional radica en que se ha asociado positivamente con el desempeño laboral (Al-Zawahreh & Al-Madi, 1994; Peña-Ochoa & Durán, 2016), la conducta proactiva en el trabajo (Salessi & Omar, 2017), la satisfacción laboral (El-Din Khalifa & Truong, 2010; Rahimi et al., 2013), el civismo organizacional (Díaz-Fúnez et al., 2016; Omar et al., 2006; Shafasawana et al., 2016), el engagement (Rodríguez et al., 2014), la confianza y el compromiso organizacional (Zeinabadi & Salehi, 2011). Mientras que se ha asociado negativamente con la inseguridad laboral (Silla et al., 2010; Sora et al., 2010), el estrés laboral (Rodríguez et al., 2022), el síndrome de burnout (Moliner et al., 2005; Moliner,…, Cronpazano, 2005), el conflicto familia-trabajo (Rodríguez, et al., 2022), el cinismo organizacional (Aqueveque & Encina, 2010; Brandes et al., 1999; Evans et al., 2011; Salessi, 2011), el sexismo (Vaamonde & Omar, 2017), la salud ocupacional y la calidad de vida laboral (Molina et al., 2014). En otras palabras, las organizaciones que tratan de forma igualitaria a sus trabajadores distribuyen con justicia los beneficios económicos y ofrecen las mismas oportunidades laborales a todos los colaboradores, potencian su capital psicológico generando satisfacción y bienestar en el trabajo (Avitia-Cordero et al., 2021). Pero aquellos trabajadores que perciben que se cometen injusticias o que no reciben un trato equitativo y respetuoso en función de sus logros, comienzan a tener un comportamiento anómico que repercute negativamente en el clima laboral y la productividad (Formiga et al., 2016).

Entre los factores que contribuyen a diversas formas de injusticia organizacional, con niveles que lindan incluso con el acoso laboral, se tienen el sexo, la raza, el estatus social, la jerarquía laboral, la religión, el aspecto físico o cualquier característica psicosocial del trabajador que pueda hacerle ver como diferente con respecto a la mayoría (Bosqued, 2005). El sexo, por ejemplo, es una de las variables más estudiadas con respecto a la justicia laboral, ya que las mujeres han recibido históricamente un trato desigual en los contextos laborales, ya sea porque reciben un salario menor que los varones, porque son víctimas de acoso sexual y de manifestaciones sexistas, porque tienen menos posibilidades de ascender o de ocupar cargos de poder, con una menor capacidad de decisión, o porque son discriminadas por los beneficios laborales que les corresponde por ley en condiciones de maternidad. Un estudio con varones y mujeres de Argentina reportó que la justicia interpersonal e informacional se correlacionan negativamente con el sexismo hostil, y que el colectivismo y el individualismo vertical tuvieron un efecto moderador entre estas relaciones (Vaamonde & Omar, 2017). Otras investigaciones han señalado que la justicia organizacional se relaciona con las manifestaciones del síndrome de burnout, de modo que la justicia interpersonal predice negativamente el agotamiento emocional y la despersonalización de las trabajadoras mujeres (Moliner et al., 2005). Asimismo, un estudio realizado en Chile indicó que las percepciones de la justicia organizacional se correlacionan negativamente con el estrés laboral y que estas relaciones están mediadas por el conflicto trabajo-familia, que es mayor entre las trabajadoras de sexo femenino (Rodríguez, et al., 2022).

En Perú no existen estudios sobre la justicia organizacional, pero se sabe que las mujeres se encuentran en desventaja con respecto a los varones en el acceso a la educación, la alfabetización, el trabajo, la independencia económica, la participación política y las demandas domésticas en el ámbito familiar (Miró Quesada & Ñopo, 2022). Por otro lado, sí se han hecho estudios sobre el civismo organizacional (Cabrera, 2017; Loli et al., 2020) que es un concepto íntimamente vinculado con la justicia organizacional (Manzone, 2007), y por el que se entiende un conjunto de conductas orientadas a la cooperación, el compromiso, el altruismo, la cortesía y la virtud cívica (Shafasawana et al., 2016). También se ha evaluado la percepción de inequidad en relación con el nivel socioeconómico de la población, pero con respecto a la ideología política (Molina & Rottenbacher, 2015). Un estudio realizado en Arequipa para determinar los predictores de la motivación laboral en una muestra de trabajadores bancarios reveló que solo la gratitud tiene efecto positivo en esta variable, mas no la percepción de equidad (Menautt et al., 2015).

Por todo ello, es necesario contar, en el Perú, con instrumentos con evidencias de validez y confiabilidad que permitan la evaluación de la justicia organizacional, ya sea con fines investigativos o profesionales. En tal sentido, el presente estudio pretende analizar las propiedades psicométricas de validez y confiabilidad de la Escala de Justicia Organizacional de Colquitt en una muestra de trabajadores de la macrorregión sur de Perú. En ese sentido, si bien existen diversos instrumentos que miden la justicia organizacional como las Escalas de Justicia Distributiva y Procedimental, la Escala de Percepciones de Tratamiento Interpersonal Justo, la Escala de Justicia Percibida, la Escala de Percepciones Globales de Justicia, la Escala Abreviada de Justicia Organizacional, entre otros (Omar, 2017), la escala de Colquitt es la más utilizada entre los países de habla hispana, mas no se cuenta con evidencias psicométricas en muestras de Perú. Asimismo, es breve y fácil de entender, por lo que su aplicación es más práctica en contextos organizacionales, donde, muchas veces, los trabajadores no disponen de tiempo para llenar protocolos de evaluación; y, además, posee una estructura interna consistente con la teoría subyacente que ha sido ratificada en varios estudios. Por todo ello, sería conveniente verificar la estructura interna de la Escala de Justicia Organizacional de Colquitt y obtener sus índices de confiabilidad.

La Escala de Justicia Organizacional de Colquitt tiene 20 ítems distribuidos en las cuatro dimensiones anteriormente explicadas y fue validada por Colquitt en 337 empleados de dos plantas automotrices. Mediante análisis factorial se corroboró su estructura de cuatro factores con índices de confiabilidad entre ,78 y ,93, calculados con el método de consistencia interna y la prueba Alfa de Cronbach (Colquitt, 2001). A partir de ello, se han realizado diversos estudios que han corroborado las propiedades psicométricas de este instrumento en varios países del mundo, como Alemania (Maier et al., 2007), Italia (Di Fabio, 2008), Japón (Shibaoka et al., 2010), Noruega (Olsen et al., 2012), España (Díaz-Gracia et al., 2014), Puerto Rico (Rodríguez et al., 2015) y Argentina (Omar et al., 2018).

En todas estas investigaciones la estructura interna de cuatro factores ha sido verificada con índices adecuados de confiabilidad para las dimensiones de justicia distributiva, justicia procedimental, justicia interpersonal y justicia informacional. Dado que nuestro estudio se centra en una muestra de Perú, solo comentaremos brevemente los resultados de las investigaciones en muestras hipanoparlantes. En la investigación de Díaz-Gracia et al. (2014), se trabajó con una muestra de 460 empleados del sector de servicios, y se aplicó el análisis factorial confirmatorio que arrojó una estructura tetrafactorial con correlaciones interfactoriales adecuadas, e índices de confiabilidad entre ,88 y ,95 calculados con la prueba Alfa de Cronbach. En esta investigación también se halló evidencia de validez convergente y divergente de la escala de Colquitt, pues obtuvo correlaciones positivas con la variable satisfacción laboral y correlaciones negativas con la variable incivismo organizacional.

En el estudio de Rodríguez et al. (2015), participaron 383 trabajadores del sector público y privado de Puerto Rico, y el análisis factorial confirmatorio obtuvo índices adecuados de bondad de ajuste para el modelo de cuatro factores, cuyos índices de confiabilidad se ubican dentro de un rango de ,89 y ,94. Con esta versión del instrumento, se han obtenido evidencias de validez convergente, al reportarse, en otra investigación, que la justicia organizacional se relaciona positiva y significativamente con el engagement y la ciudadanía organizacional. Además, mediante modelos de ecuaciones estructurales, se demostró que cuando los trabajadores perciben que son tratados de forma justa, tienen mayores niveles de engagement, lo cual predice positivamente los comportamientos de civismo organizacional (Rodríguez et al., 2014).

La versión argentina de la Escala de Justicia Organizacional de Colquitt fue validada por Omar et al. (2018) en una muestra de 406 trabajadores de diversas organizaciones de la región central de Argentina. Sus resultados también confirmaron la estructura interna de la prueba según el modelo original, tras desechar el modelo unidimensional inicialmente puesto a prueba en su estudio. También se puso a prueba un modelo de tres factores con bajos índices de bondad de ajuste, que supuso la eliminación de algunos ítems. Por su parte, el modelo de cuatro factores calculado con análisis factorial confirmatorio explicó el 67% de la varianza total de la prueba y obtuvo adecuados índices de bondad de ajuste, con índices de confiabilidad de entre ,83 y ,88. Además, se realizó un análisis de invarianza factorial en función del sexo de los trabajadores y su ocupación, cuyos resultados indicaron que no existen diferencias significativas entre varones y mujeres ni sus ocupaciones.

Tomando en cuenta estos antecedentes, se analizará la estructura interna de la Escala de Justicia Organizacional de Colquitt y sus respectivos índices de confiabilidad en una muestra de trabajadores de una empresa minera de la macrorregión sur de Perú.

Se entiende la presente investigación como instrumental debido a que consiste en la valoración de las propiedades psicométricas de un instrumento de medición psicológica (Ato et al., 2013).

Los participantes fueron 327 trabajadores de una empresa minera que opera en el sur de Perú. De la totalidad de la muestra, 248 fueron varones y 79 fueron mujeres. Esto quiere decir que la muestra se conformó por 75,84% de hombres y 24,16% de mujeres. En cuanto a la edad de los participantes, se registró una media de 33 años; el rango se encontró entre los 24 y 48 años, y su desviación estándar fue de ±6,363. En cuanto a su estado civil, el 49,8% son solteros, el 19,6% convivientes, el 29,1% casados, el 0,3% separados y el 1,2% divorciados. Asimismo, el 46,2% no tiene hijos, el 13,5% tiene un hijo, el 26,9% tiene dos hijos, el 12,2% tiene tres hijos, el 0,9% tiene cuatro hijos y el 0,3%, cinco hijos. Con respecto al grado de instrucción, el 0,3% tiene secundaria incompleta, el 13,1% secundaria completa, el 37,3% tiene estudios técnicos y el 49,2% tiene estudios universitarios. Los trabajadores fueron seleccionados de forma no probabilística mediante la técnica de grupos intactos.

La Escala de Justicia Organizacional de Colquitt (2001) consta de 20 ítems y cuatro factores que tienen una escala de respuesta tipo Likert con cinco niveles de respuesta, desde Nunca, que se puntúa como 1, hasta Siempre, que se puntúa con 5. Se utilizó la versión validada por Omar (2017; Omar et al., 2018) por contar con mayor respaldo psicométrico, en comparación con las versiones de otros países hispanoparlantes de Latinoamérica. Esta versión empleó el análisis factorial confirmatorio para determinar la validez de constructo y la prueba Alfa de Cronbach para estimar la confiabilidad. De este modo, el factor justicia distributiva comprende los ítems 1, 8, 10 y 18 con un índice de confiabilidad de ,84. El factor justicia procedimental comprende los ítems 3, 5, 7, 9, 11, 16 y 19 con un índice de confiabilidad de ,87. El factor justicia interpersonal contiene los ítems 2, 14, 15, 17 y 20 con un índice de confiabilidad de ,83. Finalmente, el factor justicia informacional abarca los ítems 4, 6, 12 y 13 con un índice de confiabilidad de ,88. La prueba puede ser aplicada individual y colectivamente con un tiempo aproximado de 15 minutos (ver Apéndice).

En primer lugar, se solicitaron los permisos en la empresa minera de donde proviene la muestra. Una vez obtenidos, se realizaron las coordinaciones con el área de recursos humanos para realizar la aplicación del instrumento mediante la plataforma Google Forms. Las pruebas fueron aplicadas de forma individual y virtual a través de un link enviado a través de la aplicación de mensajería WhatsApp. Los trabajadores que llenaron el instrumento accedieron a participar de la investigación de forma voluntaria luego de que se les explicaron los fines del estudio y se aseguró la confidencialidad de la información recogida en la parte inicial del protocolo virtual de respuesta, donde también se registró la firma del consentimiento informado. El estudio fue aprobado por el Comité de Ética de la Universidad Católica San Pablo. La data se recolectó entre los meses de julio y septiembre de 2021.

En primer lugar, se realizó la tabulación de los resultados obtenidos. Posteriormente, se efectuó el análisis de los estadísticos descriptivos de los datos sociodemográficos, al igual que los resultados del instrumento. A partir de los datos obtenidos, se realizó el análisis factorial confirmatorio (AFC) partiendo del modelo creado por Omar et al. (2018). Finalmente, se realizó el análisis de la fiabilidad con los coeficientes Alfa ordinal y Omega de McDonald categórica. La información se procesó utilizando el programa estadístico Jasp (2020); además se vio complementada con la utilización del programa RStudio (RStudio Team, 2019) con motivo de la edición de los gráficos para generar una mayor facilidad de entendimiento de los resultados obtenidos.

Los resultados obtenidos en los estadísticos descriptivos muestran que los datos, tanto en la asimetría como en la curtosis, superan el ±2 en algunas instancias, lo que podría suponer una distribución no normal en algunos ítems, pero, dado que estos casos son pocos, no se considera que tenga mayor repercusión en el análisis estadístico, pues tampoco son mayores de ±3 (George & Mallery, 2010). Del mismo modo, al tratar con ítems que pertenecen a una escala tipo Likert, se procedió con la decisión de hacer uso del estimador de mínimos cuadrados ponderados diagonalmente (DWLS) en el AFC como se recomienda (Freiberg et al., 2013). El ítem 17 es el único que no se encuentra con un mínimo y máximo con las puntuaciones extremas, ya que tiene un puntaje máximo de 4. En la Tabla 1 también se evidencia la correlación ítem-test corregida que arroja valores de los coeficientes de correlación de Pearson dentro de un rango de -0,203 para el ítem 8 y 0,803 para el ítem 20, por lo que se concluye que la prueba es homogénea, pues todos los ítems miden lo mismo (Livia & Ortiz, 2014).

Para la realización del AFC, se utilizaron como referencia los siguientes indicadores de la bondad de ajuste: χ2/gl, CFI, GFI, RMSEA y SRMR.

En referencia a χ2/gl, si el resultado obtenido se encuentra dentro de un puntaje de 1 a 3, se entiende que hay un buen ajuste al modelo (Carmines & McIver, 1981). El CFI y el GFI deberán mostrar un resultado > ,9 para que se evidencie un buen ajuste. El RMSEA, mientras más cercano se encuentre a ,05, mostrará un valor apropiado, evidenciando un buen ajuste del modelo. Aunque si llegase a ser < ,08, se interpreta como aceptable (Browne & Cudeck, 1993). Finalmente, en cuanto al SRMR se entiende que al ser < ,08 es aceptable (Rojas-Torres, 2020).

Los resultados del AFC mostraron en los índices de bondad de ajuste los siguientes resultados: χ2/gl = 1,414; CFI = ,99; GFI = ,977; RMSEA = ,036; y SRMR = ,07. Por ende, se comprende que los resultados indican un buen ajuste al modelo.

Sin embargo, al analizar la Figura 1, se puede observar que el ítem 17 muestra una carga factorial demasiado baja al ser < ,03 (Kline, 2000). Del mismo modo, es necesario tomar en cuenta que los ítems 7, 8 y 17 poseen cargas factoriales negativas, ya que esto significa que tienen una relación inversa con el factor al que pertenecen.

Al observar la fiabilidad obtenida en las cuatro dimensiones que posee el instrumento, se puede apreciar que de forma general se obtuvieron resultados adecuados al encontrarse coeficientes > ,7 (Flora, 2020; Nunnally & Bernstein, 1994; Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017). Sin embargo, es importante mencionar que el coeficiente ω de McDonald en su variante categórica dentro de la dimensión justicia distributiva fue menor a lo esperado (,55). Al analizar este resultado se pudo conocer que si se elimina el ítem 8, el coeficiente mejora significativamente al pasar a ser ,84. Asimismo, las dimensiones de justicia interpersonal y justicia procedimental, al eliminar los ítems 17 y 7 respectivamente, pasarían a tener un coeficiente ω categórica de ,91 en ambos casos.

En el presente estudio se han analizado las propiedades psicométricas de la versión latinoamericana de la Escala de Justicia Organizacional de Colquitt validada por Omar et al. (2018), tras ser aplicada a una muestra de trabajadores de una empresa minera ubicada en la ciudad de Arequipa, ya que en Perú no se cuentan una versión de este instrumento con evidencias de validez y confiabilidad. Los resultados han confirmado que la escala presenta los cuatro factores (justicia distributiva, justicia procedimental, justicia interpersonal y justicia informacional) de la versión original (Colquitt, 2001).

Sin embargo, se recomienda la eliminación del ítem 17, ya que tiene una carga factorial baja, es decir, inferior a .3 (Kline, 2000), lo cual puede afectar los índices de bondad de ajuste del análisis factorial confirmatorio (Bentler, 1990). Además, se debe tener en cuenta que los ítems 7, 8 y 17 obtuvieron cargas factoriales negativas, a pesar de que todos los ítems no son inversos en su planteamiento. Estos resultados obviamente difieren de los datos encontrados en estudios psicométricos previos, que han corroborado la estructura tetrafactorial de la escala de Colquitt, en los que no se han reportado estas deficiencias en los resultados del análisis factorial (Díaz-Gracia et al., 2014; Di Fabio, 2008; Maier et al., 2007; Olsen et al., 2012; Omar et al., 2018; Rodríguez et al., 2015; Shibaoka et al., 2010).

Por otro lado, en cuanto a la consistencia interna, tres de las cuatro dimensiones obtuvieron índices de confiabilidad adecuados, tanto con la prueba Alfa ordinal como con la prueba Omega de McDonald categórica; pero la dimensión de justicia distributiva, si bien obtuvo un índice de confiabilidad aceptable con la prueba ordinal de Cronbach (α= .85), tuvo un índice bajo con la prueba Omega de McDonald Categórica (ω= .55). En ese sentido, es posible que el tamaño de la muestra o el número de ítems de la prueba haya tenía un efecto en la confiabilidad (Livia & Ortiz, 2014); sin embargo, las muestras hispanoparlantes empleadas en estudios psicométricos previos han tenido un tamaño similar al del presente trabajo (Díaz-Gracia et al., Omar et al., 2018; Rodríguez et al., 2015). Por tanto, la explicación más plausible a la baja confiabilidad de la dimensión justicia distributiva, podría tener que ver con las diferencias culturales (Kaplan, & Saccuzzo, 2006) con respecto a las muestras utilizadas en estudios previos de Iberoamérica, sin embargo, este es un aspecto que tendrá que ser analizado en estudios posteriores.

Del mismo modo, no se debe dejar de mencionar la mejora que se da en la consistencia interna al dejar de lado el ítem 8 que se encuentra dentro de la dimensión de justicia distributiva, el ítem 17 dentro de justicia interpersonal y el ítem 7 dentro de justicia procedimental. Por lo que una opción podría también ser la purga de la prueba, eliminando estos ítems antes mencionados, debido a sus cargas factoriales bajas y negativas. Ahora bien, resulta interesante que estos problemas en la estructura interna de la prueba afecten a la dimensión más relevante de la escala según el modelo teórico de Colquitt (Omar, 2017); pero hay que considerar que la justicia distributiva cuenta con alto grado de complejidad teórica (Sarrió & Barberá, 1997), porque está supeditada a diversos factores internos y externos a la organización, y, por ende, estaría influida por varias variables psicosociales (Mayoral et al., 2011).

Estos resultados deben orientar el desarrollo de nuevas investigaciones para examinar las propiedades psicométricas de la Escala de Justicia Organizacional de Colquitt en el Perú. Ya que la justicia organizacional es una variable de suma relevancia en contextos laborales y que no ha sido explorada en nuestro país, a pesar de que las condiciones laborales son desiguales e injustas en diversos escenarios y por diversas razones. Así pues, se debe propiciar un clima de justicia en el trabajo a nivel interpersonal y organizacional (Molina et al., 2016), porque se ha asociado con el bienestar de los trabajadores y la manifestación de comportamientos de ciudadanía organizacional (Omar et al., 2006). Y muy por el contrario, la baja percepción de justicia organizacional puede derivar en conductas anómicas que sabotean el desenvolvimiento de los trabajadores en función de los fines y metas planteados por la empresa (Salessi & Omar, 2018).

En ese sentido, para promover la justicia organizacional en el trabajo, se debe tener en cuenta la inserción de los criterios de justicia en los procedimientos de selección de personal, la evaluación del desempeño, la asignación de salarios, el otorgamiento de recompensas, la resolución de conflictos, los mecanismos de comunicación interna, etc. (Omar, 2017). Esto es importante porque el bienestar de los trabajadores depende del trato que reciben y de la distribución justa de los beneficios (Avitia-Cordero et al., 2021; Molina et al., 2014), que tiene implicancias éticas en el trabajo y da cuenta de la responsabilidad social de la empresa para con sus colaboradores y la comunidad en que operan (Arias et al., 2016; Del Castillo & Yamada, 2008). Además, sería conveniente formar las nociones de justicia desde el ámbito educativo (Gutiérrez-Romero et al., 2021; Maurin, 2014), para que cuando las jóvenes generaciones se inserten en la vida laboral actúen con civismo y ética organizacional, tomando decisiones justas y brindando un trato equitativo a todos los colaboradores de la organización.

Finalmente, entre las limitaciones de este estudio, se tiene que la muestra no ha sido seleccionada de forma probabilística, ni es representativa del sector minero en todo el país. Por ello es imposible generalizar los resultados de este estudio más allá de la empresa donde laboran los sujetos participantes; pero sí se requiere que en investigaciones futuras se tomen muestras más grandes y probabilísticas, y se valoren las propiedades psicométricas de la Escala de Justicia Organizacional de Colquitt a través de nuevos métodos y pruebas estadísticas. A pesar de los resultados obtenidos, puede decirse que el instrumento analizado cuenta con evidencias de validez de constructo, ya que se ha verificado su estructura de cuatro factores y de confiabilidad, aunque no se ha conseguido un nivel de confiabilidad adecuado en la dimensión de Justicia distributiva con la prueba Omega de McDonald categórica. Por tanto, se sugiere aplicar este instrumento con cautela al menos para muestras nacionales o de la región Arequipa